年龄—收入模式对中国居民消费率的影响，本文主要内容关键词为：中国论文,居民消费论文,年龄论文,收入论文,模式论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F014.5 [文献标识码]A [文章编号]1000—596X(2014)10—0024—14 改革开放以来，我国的GDP增长率保持在近10%的高水平。在消费、投资、政府支出和净出口四个构成国民收入的部门中，每个部门自身的运行及各部门之间的相互协调对于促进我国GDP的增长有着至关重要的作用。纵观改革开放三十多年来的居民消费率的历史演变情况，我国的居民消费率虽伴随有短期的波动，但长期的趋势还是下降的，且幅度也不容小视(如图1所示)。林毅夫将我国经济呈现出的高速的GDP增长及过低且不断下降的居民消费率的情况形象地比作“煎焦的冻鱼”。[1]我国的消费率不仅远远低于美国、加拿大、日本等发达国家处在与我国同发展阶段时的消费率水平，且总体还呈现逐年下降的趋势。因此，研究影响我国居民消费率的因素具有现实意义，居民消费率的影响因素成为学界关注的热点问题。 对于居民消费率持续偏低且呈下降趋势这一问题，很多学者都结合我国改革开放以来经济飞速发展及快速转型的特有国情，从生命周期理论、持久收入理论及消费惯性理论等角度对影响居民消费率的因素进行了大量学术研究。 其一是我国经济改革及转轨所带来的不确定性，我国的经济正处于快速改革和转轨的特殊历史阶段，社会保障体系不够完善，消费信贷市场发展不够健全，这些都使得人们增加预防性储蓄。万广华等人通过研究不确定性与流动性约束在中国居民消费行为演变中所起的作用，揭示出随着我国经济改革的不断深入，不确定性的增大以及流动性约束型消费者所占比重的上升，造成了我国目前的低消费增长和内需不足。[2]罗楚亮通过分析收入不确定性、失业风险、医疗支出不确定性及教育支出等因素对城镇居民消费行为的影响，发现这些不确定性因素对居民消费水平具有显著的负效应，但效应的大小也受制于可预期性。[3]龙志和等人运用戴南(Dynan)的预防性储蓄模型进行估测，得出了我国城镇居民存在着显著的预防性储蓄动机的研究结论。[4] 其二是我国居民收入差距拉大及收入分配不公，刘文斌分析了我国呈现出的城乡之间、不同行业之间、不同所有制之间、地区之间以及城镇居民内部收入差距不断扩大的趋势，提出正是这种分配滞后于经济增长、分配不公、供给结构的变化滞后于消费结构的变化严重制约了消费需求的扩大。[5]在刘文斌的定性研究基础之上，吴晓明等人采用定量的方法，从标准的消费者预期效用最大化模型出发，推导出我国城镇居民的个体“短视”消费模型和总量消费模型，运用我国的相关数据进行实证研究，发现我国城镇居民收入分配差距的扩大引起了居民平均消费倾向的减少，进而导致了居民有效需求的不足，且它的影响在长期更为显著。[6] 其三是我国的独生子女政策及其引起的人口结构变化，独生子女政策是我国的基本国策，它的推广在很大程度上改变了我国的人口结构，统计数据表明，我国14岁以下的人口比重从1982年的33.6%下降至2011年的16.5%，由于在一个经济体中14岁以下的人口仅仅是消费而不产生任何收入，所以此类人口比重的下降会导致居民消费率的下降。[7]另外，由于我国的社会保障体系仍不完善，中青年们通常都需要赡养其父母。莫迪利亚尼等人(Modigliani et al.)发现我国人口结构的改变通过低出生率和老年人保障两个方面降低了我国居民的消费率。[8]格等人(Ge et al.)基于对住户调查数据的分析提出，一方面老年人会降低他们的消费率，这是基于其子女数量减少而导致的赡养费用缺乏；另一方面，年轻人会有意提高他们的储蓄率，这是由于其兄弟姐妹数量减少而导致的赡养负担加重。[9] 其四是我国的性别比例失调，魏等人(Wei et al.)指出我国自古以来重男轻女，而近几十年来的计划生育政策和低廉的B超等费用导致了严重的性别比例失调问题。由此引发的男性之间娶妻的竞争加剧使得家中有儿子的家庭更多选择储蓄以积累财富从而使其子在婚姻市场中占据有利地位。魏等人运用从1978年到2006年的省际面板数据检验了性别比例失调对于家庭储蓄的影响，他们发现性别比例失调显著增加了家庭储蓄，增幅比率约为农村的68%和城市的18%。[10] 此外，影响居民消费率的因素还有物价水平的波动、消费信贷的发展、社会保障体制的建立健全情况等。值得一提的是，最近一些学者也给出了不同于前人的见解，张军提出居民消费率的高低与发展阶段有关，不能简单地断言低不好高才好，应当尽量做到的是使居民消费率的增长与经济增长保持最优的比例。[11] 本文在前人关于居民消费率的影响因素的基础上，试图提出一种新的影响居民消费率的因素，且此因素主要针对中国在经济快速转型时期的实际国情。
图1 1978-2011年中国居民消费率的演变图 二、中国独特的年龄—收入模式 (一)中国独特的年龄—收入结构 周绍杰等人利用中国城镇居民住户调查数据对城市家庭的收入、消费以及储蓄率进行基于组群分析的实证研究。他们发现收入随年龄的不断增高而上升，也即年龄效应曲线呈现出持续线型递增的模式，即使在60岁以后即退休年龄后也是如此。此外，他们还发现年龄效应曲线与年龄两者几乎呈现线型关系，其增长率大致为5.01%，也就是说，从平均意义上来说，家庭收入的平均增长率大约为5.01%。[12] 这与对于发达国家或地区的年龄—收入研究的实证结果是显著不同的。阿塔纳西奥等人(Attanasio et al.)对英国1970-1986年44 344个家庭的住户消费调查(FES)数据进行了分析整理，发现在英国家庭的可支配收入和消费支出都与户主年龄之间存在着倒U型的关系。[13]阿塔纳西奥等人对美国十九世纪八十年代和九十年代初的消费调查(CEX)数据进行了研究，发现在美国家庭可支配收入和消费支出与户主年龄之间也呈现出驼峰型的关系，且无论是家庭可支配收入还是家庭消费支出都在45岁～55岁这一年龄阶段达到峰值。[14]亚佩利等人(Jappelli et al.)对意大利的住户收入和财富调查(SHIW)数据进行的提取和整理，发现家庭可支配收入的年龄曲线和家庭消费支出的年龄曲线与户主年龄在意大利也呈现出一个驼峰型形状的关系，且家庭可支配收入和消费支出都是在45岁～50岁这一年龄阶段达到峰值。[15]同样，迪顿等人(Deaton et al.)对中国台湾地区1976年到1990年15年间的个人收入分配调查数据进行了分析，研究结果表明家庭可支配收入及家庭消费支出的年龄曲线在中国台湾依旧呈现出其在上述三国中的驼峰型关系。[16]我国独特的年龄—收入模式不仅在现实中与英国、美国、意大利和中国台湾等发达国家或地区的年龄—收入模式不同，从理论上讲，它也不符合经典的消费理论的预测，例如莫迪利亚尼等人的生命周期假说对年龄—收入模式的预测。因而从某种意义上，本文认为这种呈现出持续线型递增的年龄曲线的模式是仅在中国且仅在现阶段存在的一个独特表现。 从历史演进的角度来讲，这种独特的年龄—收入结构应该是我国处于经济体制快速转型时期出现的特殊结构，随着我国经济的不断发展，市场经济体制的不断完善，国家宏观调控体系不断健全，我国的年龄—收入模式势必会从现阶段的直线型转向发达国家或地区所普遍存在的驼峰型。因而，我们可以认为我国现阶段独特的年龄—收入模式仅仅是一个过渡状态下的模式，是一个短期呈现出的现象，而并非长期存在的情况。 本文提供一个案例示意上述年龄—收入模式。郭某，系北京市某宾馆客务部外币兑换员，企业单位，事业编制。本文于2012年4月对郭某1999-2011年的年可支配收入进行了住户收入调查，其收入的对数值随年份及年龄变化的情况见图2。 郭某的年可支配收入的对数值随年龄变化虽伴随有短期波动，但长期趋势呈现出持续线性上升，进一步佐证了上文提到的直线型年龄—收入模式。另外，本文还调查到与郭某同级别相同职称2011年退休的职工的月工资为3 849元(其中3 499元属北京市的社会补助，350元属宾馆的企业补助)，容易计算他们的年可支配收入为46 188元，高于郭某2011年的可支配收入38 692.75元。这意味着郭某的工作是完全没有激励甚至是具有负激励的，如果他选择不工作而退休在家，他在2011年全年可以多挣6 907.25元。
图2 郭某年可支配收入随年份及年龄变化图 如果将远期预期收益也考虑在内，情况就变得更为微妙。郭某与其退休同事的工资发放方式采用不同体系，郭某的工资直接由宾馆的经营状况决定，而其退休同事的工资则根据北京市的社会保障制度确定。本文经调查发现郭某工资年均增长的速度远远慢于其退休同事工资年均增长速度。因而，无论是考虑郭某的近期收益还是远期预期收益，选择现在退休在家都是郭某作为理性人的占优策略。郭某面临的收入制度是鼓励其不去工作的，这就从根本上动摇了收入的激励职能，产生了悖论，本文将其定义为“工资悖论”。发生在郭某身上的“工资悖论”在我国并非是一个特例，由于我国正处于社会经济转型的尝试阶段，很多体制还不甚完善，体制之间的发展不平衡甚至扭曲都是常见的。 (二)中国独特年龄—收入结构的成因 我国独特的年龄—收入结构源于多种因素。首先，它源于我国经济的快速发展及社会劳动生产率的不断提高。我国尚处于在科学技术方面快速趋同西方发达国家的阶段，因而技术水平的进步远远快于发达国家和地区。随着技术的进步，工业化、信息化会逐步普及到各个产业和领域，会为社会劳动生产率的提高带来质的飞跃，而社会劳动生产率的提高也必然引起居民收入的不断增加及居民生活水平的不断完善。 其次，它源于我国居民绝对收入增长缓慢且相对收入持续下降。改革开放以来，我国的居民收入确实呈现出了增长之势，城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入的年均实际增长率分别为7.37个百分点和7.43个百分点。然而，与人均GDP的增长率相比，以上两个指标分别低了1.4和1.34个百分点，也就是说改革开放以来居民绝对收入水平的增速低于人均国内生产总值的增速。[7]这源于一方面，根据莫迪利亚尼等人(Modigliani et al.)的生命周期假说，由于我国正处于社会财富高速积累的阶段，我国社会中的中青年们拿不到与其对经济做出贡献相对应的劳动报酬，因为他们的很大一部分收入已经被用来进行社会再生产了。[17]另一方面，在一个社会中居民的工资是由这个社会的自然失业率决定的，我国拥有丰富的劳动力资源，一些行业尤其是培训上岗较为容易的行业劳动力资源已经过剩，这就导致了我国相对较高的自然失业率，根据工资决定公式
，我国的实际工资被压低了。另外，由于我国劳动力市场的供过于求，在职人员尤其是一些从事简单工种人员的边际替代率很高，因而他们相对企业对于工资的谈判能力很低，从而导致了他们的低工资水平。 再次，它源于我国工资定价体制与社会保障体制发展的不平衡。由于经济体制改革正处于摸索阶段，我国社会的工资定价体制和社会保障体制并不能很好地协调适应，而这两种体制的共同作用在一定程度上扭曲了我国社会收入的年龄曲线，更为具体地说，收入的年龄曲线的形状决定于企业部门的工资定价和国家或地区的社会保障体制之间的博弈的结果。 三、中国年龄—收入模式对于消费率影响的理论分析 (一)经验分析 本文将我国现阶段出现的独特的年龄—收入模式依据其收入随年龄变化的函数图像的形状称为折线型模式，并引入人口健康预期寿命的概念。假设我国居民从首次获得收入到健康寿命终止，收入都呈现出直线型上升趋势，从健康寿命终止到总寿命终止收入都呈现出直线型下降的趋势。将英国、美国、意大利和中国台湾等发达国家或地区普遍存在的年龄—收入模式统称为驼峰型模式。 1.从居民的消费行为方面分析。首先，由于我国老年人生活在计划经济时期的时间相对较长，对经济转型过程中的风险识别相对谨慎，因而老年人的预防性储蓄动机高于对于经济转型过程有较强适应能力的中青年。其次，很多老年人都具有长期物资匮乏的经历，如大饥荒，程令国等人运用2002年中国家庭收入项目调查(CHIPS)数据，对大饥荒对于家庭储蓄行为的长期影响进行了估计，发现那些早年经历过较严重饥荒影响的户主家庭表现出更高的储蓄倾向。[18]再次，由于我国的传统文化及消费理念一直提倡节俭，且消费习惯的培养需要时间和过程，从而老年人相对更节俭。此外，老年人的消费行为也受到未来支出不确定性的影响，随着我国经济的快速转型，医疗服务的企业化、市场化使看病、买药的价格呈现出不断上涨的态势，老年人受其影响必定在现期选择较为保守的消费。国外学者的一些研究也表明老年人具有相对较高的居民储蓄率。博斯沃思等人(Bosworth et al.)对于美国1982-1985年的消费支出调查(CEX)数据进行研究，结果显示55岁以上这一年龄阶段人的平均储蓄倾向高于55岁以下的平均储蓄倾向。[19]明契克等人(Menchik et al)的计量研究结果也表明，遗赠动机下的储蓄在65岁以前大约每年增加5%，而在65岁以后，这种动机下的储蓄每年大约增加3.5%，遗赠储蓄随年龄增加是持续增长的。[20] 另一方面，年轻人相对于中年人也具有较低的居民消费率。首先，我国快速的经济增长为年轻人赋予了更多可用来储蓄的资源。其次，随着我国经济的转型，劳动力市场的自由化和竞争的激烈，年轻人并不像很多中年人那样拥有“铁饭碗”，合同制的聘用制度及企业化的管理方法都使年轻人承受着更大的收入不确定性，而源于计划经济的福利制度的解体又使年轻人承受着更大的未来支出的不确定性。且这也源于很大一部分年轻人尚有还在工作的父母可以依靠，一些父母还会用自己的储蓄为年轻人购置房、车等耐用消费品。 另外，少儿和老年的抚养比对于居民消费行为的影响显而易见，抚养儿童不仅有很多必需的日常开销，还有教育经费等。阿塔纳西奥等人的研究证实孩子在人生中提早到来这一简单的事件就足以使居民在早年的消费大大增加。[13]同样的，扶养老人也有很多必要的开销，除日常开销外还有医疗费用等。由于中年人的少儿和老年的抚养比相对于年轻人和年老人更高，且还有很大比例的年轻人和年老人是处于被扶养或是“半被扶养”的状态，因而中年人具有相对于年轻人和年老人更高的居民消费率。 2.从信贷约束的角度分析。虽然不同年龄阶段的居民具有不同的居民平均消费倾向，但是如果信贷消费市场是非常完善的，也就是说居民的消费不受资金流动性约束的限制，在这种情况下我国独特的年龄—收入模式不会对居民消费率以及居民平均消费倾向产生任何影响，因为居民可以根据生命周期理论选择消费的时间和数额来进行自己一生的跨期效用最大化。信贷消费市场发展的不完善限制了人们通过借贷来进行自身效用的跨期最大化。很多原因都导致了我国不完善的消费信贷行为。首先，信贷消费在我国作为一种全新的消费模式，消费者对其还缺乏安全感。其次，我国的消费信贷条件太过苛刻，这就导致很多偏好选择信贷消费的人们无法进行信贷消费。另外，我国广泛存在着不均等的信贷消费机会，具体表现为不同年龄、职业、户籍的人享有的信贷机会不均等。此外，信贷消费条件不公开、对贷款人的信用评价不科学、信贷消费产品经营主体较为单一等因素也制约着我国消费信贷市场的发展与完善。 由于我国现阶段信贷消费市场的不完善，当我国的折线型模式使年轻及中年人的即期收入无法满足其消费需求时，他们无法从信贷消费市场借到资金来进行跨期效用最大化，因此他们只能被迫降低其自身在这一阶段的消费水平。而在我国的折线型模式下大部分老年人虽然拥有足够的收入，但是源于预防性储蓄动机、遗赠动机、消费惯性等因素，他们会更多地选择储蓄，而由于我国所存在的信贷约束，老年人的这部分储蓄并不能有效地通过信贷消费市场来满足年轻人及中年人的消费需求，因而这部分储蓄就变成了无效损失。然而，在信贷消费市场发展程度相同的情况下，英美等发达国家或地区所普遍存在的驼峰型模式则在一定程度上缓解了这一问题。年轻及中年人的收入在驼峰型模式下比在折线型模式下高，因此在驼峰型模式下年轻及中年人受到对其消费需求的流动性制约较折线型模式下少。 这与一些学者的观点不谋而合，白重恩等人在2012年使用城镇住户调查2002-2009年9省市的数据，利用养老保险缴费率和养老保险参与率的城市差别随时间的变化，构建家庭养老缴费的工具变量，发现尽管增加养老保险覆盖率本身有助于刺激消费，在给定缴费前的收入水平和养老保险覆盖状态时，提高养老金缴费率会显著抑制缴费家庭的消费，且养老保险缴费负担对于总消费的影响主要也是负面的。[21] (二)模型的设定 本文将中国独特的年龄—收入模式下的收入函数用折线型收入函数拟合，折线型用一次函数拟合，因此折线型模式下的收入函数满足y=ct和y=cT'(见图3)，而英美等发达国家的年龄—收入模式下的收入函数用驼峰型收入函数拟合，驼峰型用二次函数拟合，因此驼峰型模式下的收入函数满足
(见图3)，这里的收入y指的是居民可支配收入，也即是收入减去个人所得税等税收后的值。图中的Y指的是收入的总量，t代表的是居民的年龄，此图是以居民获得第一笔收入的时刻作为起始时刻的，因而横坐标的0点并非是居民出生的时刻，而是居民首次获得收入的时刻，而T代表的则是居民的寿命。
图3 个人可支配收入随年龄变化的图像 根据上文的讨论，居民在年轻时及年老时的边际消费倾向都是较小的，周绍杰运用1988-2003年城市居民调查数据构造合成面板数据检验了中国城市居民家庭的预防性行为，发现中国城市居民家庭具有较强的预防性储蓄动机，且年老组群的预防性储蓄动机相对较强。[22]周绍杰等人利用中国城镇居民住户调查数据对城市家庭的消费及储蓄进行基于组群分析的实证研究，发现年轻组群的储蓄倾向也相对较高。[12]而在中年时由于受到抚养人数增加(少儿、老年人)等因素的影响，居民的边际消费倾向显著增加，因此居民的边际消费倾向随年龄变化的曲线呈现为驼峰型曲线，本文将其用二次函数拟合，也就是居民的边际消费倾向随年龄变化的函数满足
(见图4)。同图3，t代表的是居民的年龄，横坐标的0点是居民拿到第一笔工资的时刻，而T代表的则是居民的寿命。
图4 边际消费倾向随年龄变化的图像 本文的建模依托两个重要理论，卡罗尔等人(Carroll et al.)等在传统的CES效用函数中加入了比对因素，即人们的效用不仅来自自身消费，还会受到身边人的消费量以及自己以往的消费量的影响。[23]随后，卡罗尔等人(Carroll et al)进一步提出消费惯性理论，即消费者的消费习惯具有很强的惯性特点，消费者的消费需求主要由以前各期消费水平决定，与本期的货币收入和价格关系不显著。[24]另一个则是人们的“短视性”理论，即由于我国的经济处于快速的转型时期，人们难以对其未来的收入进行有效的预期，因此我们可以认为在短期内年龄—收入模式的变化不会对边际消费倾向随年龄变化的图像造成影响，也就是说，当年龄—收入模式从折线型转变为驼峰型时，本文假设边际消费倾向随年龄变化的图像不发生变化。另外，由于本文研究的主要问题是不同年龄—收入模式对于居民边际消费倾向及居民消费率的影响，为了排除收入总量变化对于研究结果的干扰及提升可比性，本文控制收入总量Y，假设其在折线型与驼峰型模式下均相等，即：
根据凯恩斯的绝对收入理论，驼峰型模式下的居民平均消费倾向(
)为：
式(2)中C代表居民消费总量，Y代表居民总收入，m为自发性消费，n为边际消费倾向(MPC)。同理，折线型模式下的居民平均消费倾向(
)为：
由于本文研究的是不同年龄—收入模式对居民消费倾向及居民消费率的影响，着重点在不同年龄—收入模式的差异性上，因此本文更关注不同年龄—收入模式对居民消费倾向的相对影响而非绝对影响，为了可以更为直观地研究这种相对影响，本文对其进行量化，驼峰型模式下居民平均消费倾向减去折线型模式下居民平均消费倾向的差值为：
为了使结果更为简洁以便本文的进一步分析，我们运用上文做出的基本假设，以及二次函数的基本性质对式(4)进行整理，且令T'=ηT，其中T′为居民的健康寿命，η为居民的健康寿命与总寿命的比值，可以得到：
由于式(5)中的参数及变量还需根据实证研究进行进一步的估算，现在无法给出一个确定的值或是范围，但是运用数学性质，可以判断出这个值的正负，即
之间的大小关系，
关于η的函数图像为(图5)：
图5 关于η的函数图像 根据二次函数的性质，β＞0，a＜0，可以得到结论：当η＞0.526 15时，有
；当η=0.526 15时，有
；当η＜0.526 15时，有
。 因而我们可以得出结论，如果健康寿命占总寿命的百分比大于52.62%，驼峰型模式下的居民平均消费倾向大于折线型模式下的居民平均消费倾向，反之驼峰型的消费倾向小于折线型的消费倾向。由此，可以认为我国独特的年龄—收入模式对我国城镇居民消费倾向的影响方向取决于健康寿命与总寿命的比值。 (三)对于模型的讨论 本文重点关注城镇居民的消费，然而城镇居民平均消费倾向这一指标在经济研究中却不够直观，因而本文有必要将研究推进到居民消费率。根据居民消费率的定义，本文将居民消费率(e)表示为：
式(6)中的C为居民消费支出，
为城镇居民消费支出，
为农村居民消费支出，GDP为国内生产总值。由凯恩斯的国民收入核算体系，支出法国内生产总值(GDP)可以表示为： GDP=C+I+G+NX (7) 式(7)中C代表居民总消费、I代表总投资，G代表政府支出(或称政府购买)，NX代表净出口。将式(7)代入式(6)中，进行适当的变换，得到：
式(8)中
代表城镇居民的收入总量，令城镇居民的消费倾向
代入式(8)可以得到：
根据基本的数学运算法则可以得出，在城镇居民收入总量
以及农村居民消费总量
不变的情况下，式(9)中城镇居民平均消费倾向
的增加会导致e的增加，也就是说我国独特的年龄—收入模型不仅影响了我国居民的平均消费倾向，也影响了我国的居民消费率。由式(9)可知，我国独特的年龄—收入模式对于居民消费率的影响方向与其对城镇居民平均消费倾向的影响方向相同，都是由健康预期寿命与总寿命的比值η决定，且式(9)也暗含年龄收入模式的影响强度对居民消费率并没有其对城镇居民平均消费倾向的影响强度大。 (四)模型的一个引申——人口老龄化问题 由计划生育政策引起的我国人口老龄化问题十分值得引起关注，我国的人口年龄结构的快速转型并非像其他国家一样，是自发进行的，而是依靠计划生育政策及对其的严格推广执行推动的，因此，我国的人口年龄结构的转型更具有其独特性和研究的必要性。 人口平均寿命的变动效应可以用dC/dT来体现，消费C对人口平均寿命T的导数为： 驼峰型模式下：
同理，折线型模式下：
根据式(10)和式(11)，对比驼峰型模式和折线型模式，在其他参数不变的情况下，人口平均寿命T的变动导致总消费C变动的结果比较为
。 因而，本文得到在任意健康寿命占总寿命的百分比下，折线型模式下人口平均寿命T增加导致消费C增加的值大于驼峰型模式下相应的值。为了对这一问题有更深层次的认识，本文进一步分析消费C与人口平均寿命T的弹性关系，C对T的弹性系数为驼峰型模式下：
上述数学推导的启示在于，人口平均寿命的增加在驼峰型和折线型模式下确实都会提高居民消费，且折线型下弹性系数大于1，驼峰型下弹性系数小于1。这也吻合美国的情况，迪顿等人(Deaton et al.)通过研究美国消费支出调查(CEX)中的重叠平面数据发现，居民消费的不平衡与年龄之间呈现出正相关的关系，比如家庭消费的基尼系数从户主25岁时的0.28上升至户主55岁时的0.38。[25] 四、中国年龄—收入模式对于消费率影响的实证分析 (一)相关参数估计 将式(3)进行相应的变换来进行参数估计，两边同乘以收入总量Y，得到：
根据上文的假设，式(14)中的
指的是我国城镇居民的消费总量，下文都将其简化为C，本文运用二次函数的基本性质对式(14)进行化简，得到：
在式(15)中，C是我国城镇居民消费支出的总量。m是自发性消费。T是以居民第一次获得收入为起始时刻的居民平均寿命，也就是居民寿命减去第一次获得收入时的年龄的平均值。为了便于参数估计的进行，本文令k=αβ。 本文选用中国统计年鉴、中国劳动统计年鉴、World Bank数据库及清华大学国情研究中心的数据进行参数估计，其中以居民第一次获得收入为起始时刻(0时刻)，以首次工作时间点起始的城镇居民平均预期寿命(T)用World Bank数据库中的居民平均预期寿命减去城镇居民参加工作的平均年龄进行衡量，城镇居民参加工作平均年龄的计算公式为： 城镇居民参加工作平均年龄=小学毕业生参加工作人口比例(%)×12年+初中毕业生参加工作人口比例(%)×15年+高中(含职高、中专)毕业生参加工作人口比例(%)×18年+大学(含大专、研究生)毕业生参加工作人口比例(%)×22年 按照中国统计年鉴对于城镇居民按照收入等级进行的分类，收入最低的在数量上占10%的家庭会被分到最低收入户这一类别，对于历年的自发性消费m，本文选用城镇居民最低收入户的家庭平均每人全年消费性支出来表示。城镇居民消费支出的总量(C)即用中国统计年鉴中的城镇居民消费总量表示。将历年的数据代入式(15)中，分别进行计算，结果如表1。 本文已分别估计出了各年的参数k，下一步本文将已估计出的参数k代入在前文推导出的模型中以分析1995-2011年我国独特的年龄—收入模式对我国的居民平均消费倾向以至居民消费率的影响。 (二)我国独特的年龄—收入模式对居民消费率影响的定量测算 将式(5)两边同除以
，根据上文的假设及二次函数的基本性质对其进行化简，得到：
根据式(16)，将参数估计的数据及估计出的参数代入进行计算，求得1995-2011年间我国独特的年龄—收入模式对城镇居民平均消费倾向的影响，本文发现此影响集中在16%～17%，通过进一步的分析，本文还发现这种影响呈现出一个逐年递增的趋势。1995-2011年，我国独特的年龄—收入模式对城镇居民平均消费倾向的影响随年份变化情况见图6。
资料来源：(2)列、(3)列数据来源于国家统计局编《中国统计年鉴(1996-2013)》；(4)列系作者根据国家统计局人口和就业统计司、人力资源和社会保障部规划财务司编《中国劳动统计年鉴(1996-2012)》和World Bank数据库的相关数据计算得到；(5)列数据来源于清华大学国情研究中心编《2030中国》。
图6 我国独特的年龄—收入模式对城镇居民平均消费倾向的影响随年龄变化的图像 从图6中我们可以更为明显地看出在1995-2011年间，我国独特的年龄—收入模式对城镇居民平均消费倾向的影响随年份推后呈现虽伴随有短期波动但逐年递增的长期趋势。 进一步，对式(9)进行一定的化简，可得：
根据中国统计年鉴中的数据以及前面对于我国独特年龄—收入模式对于城镇居民平均消费倾向影响的定量测算，采用式(17)的运算方法，可以计算得出1995-2011年间，在其他条件和影响因素不变，居民收入总量也不变的情况下，仅是改变年龄—收入的结构，具体来说，就是假设我国采用驼峰型年龄—收入模式，在这种假设情况下的居民消费率。继而，我们就可以通过中国统计年鉴中的具体数据，先求得1995-2011年间我国实际的居民消费率，进而求出我国独特的年龄—收入模式对于我国居民消费率的影响，见表2。
通过表2，我们可以较为明显地看出1995-2011年间，历年我国独特的年龄—收入模式对居民消费率的影响大致在2个百分点～3个百分点，相比我国仅在40%左右的实际居民消费率，年龄—收入模式这一影响因素虽然还不能称为决定性的影响因素，但也绝对是不可被忽视的。另外，从时间序列数据的角度考虑，我们发现1995-2011年间，我国独特的年龄—收入模式对于居民消费率的影响虽伴随有短期的波动，但长期的趋势还是逐年上升的，从1995年的2.35%提高至2011年的2.85%，提高了0.5个百分点之多(见图7)。
图7 我国独特的年龄—收入模式对居民消费率的影响随年份变化的图像 图7更为直观地绘出了1995-2011年间年龄—收入模式对于我国居民消费率的影响，我们认为年龄—收入影响因素对于居民消费率的影响的较为显著的趋势性一方面是源于健康预期寿命与总寿命的比值的不断升高，值得一提的是在未来这一趋势还将继续。清华大学国情研究中心的研究数据表明，2007年我国健康预期寿命与预期总寿命之间的比值为90.41%，而到2020年，这一比值将提高至92.21%，到2030年这一比值将进一步提升至93.75%，也就是说年龄—收入模式对居民消费率的影响在未来有望进一步扩大。[26] 另一方面，这种较为显著的趋势性也源于城镇化，即城镇居民消费支出占居民总消费支出的比重的不断上升。中国统计年鉴的数据显示，城镇居民消费支出在总消费支出中的占比从1995年的60.3%逐年上升至2011年的77.3%，上升达17个百分点之多，而与之相应的是农村居民消费支出在总消费支出中的占比从1995年的39.7%逐年下降至2011年的22.7%。[7] 在与其他影响居民消费率的因素的对比分析中，我们发现本文研究的年龄—收入影响因素与消费信贷这一影响因素对于居民消费率影响的百分比最为接近。施雯对同时期发达国家的数据进行了研究，发现信贷消费占其总消费的比重高达30%，按照这一指标计算，我国的信贷消费占比如果可以达到发达国家的水平，可以使居民消费率提高约2.15个百分点。[27]这一指标与本文研究的年龄—收入模式对于居民消费率的影响强度颇为相似。其实这两个数据的趋同并非偶然现象，不论是年龄—收入模式因素还是消费信贷因素，对于居民消费率的提升都是通过满足生命周期理论中人们跨期最大化其一生效用的需求来实现的，也就是说让人们不受年龄阶段的限制自由地消费。 本文研究了我国存在的不同于英美等发达国家或地区的独特的折线型的年龄—收入结构，运用数理模型的方法证明了我国的年龄—收入模式对于城镇居民平均消费倾向的影响方向为负，并进一步推得这一模式也同时降低了我国的居民消费率。本文进而定量测算了1995-2011年间我国独特的年龄—收入模式对于城镇居民平均消费倾向的影响，发现这一模式对于城镇居民平均消费倾向的影响大致为16%～17%，并呈现出伴随有短期波动的逐年上升趋势。本文进而研究了我国独特的年龄—收入模式对于居民消费率的影响，这一模式对于居民消费率的影响为2%～3%，虽伴随有短期波动，但总体呈现出逐年递增的趋势。另外，本文还发现年龄—收入模式影响因素与消费信贷影响因素对于居民消费率的影响大致相同。 独特的年龄—收入模式是在经济转型时期呈现出的一种特有现象，中国未来会逐步改变现有的年龄—收入模式。随着我国经济的发展，我国的年龄—收入模式会逐渐趋同于发达国家的模式。这对于提高我国的居民消费率，扭转其逐年下降的趋势将是有效的。也就是说，这种由年龄—收入模式造成的消费率偏低的情况，未来会随着经济的发展逐渐减弱乃至消失。 感谢匿名评审人的审稿意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
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