我国居民消费问题研究

王建志　任继球　齐乾

摘要：文章将时间偏好内生化，个人子女数量增加会加强个人对未来的耐心程度，增加对未来的时间偏好，而未来时间偏好的增加会降低个人的即期消费，增加居民储蓄。因此，子女数量会通过增加个人对未来的贴现进而增加储蓄、减少消费。进一步，采用2008年中国社会综合调查数据（CGSS）研究发现户主子女数量对家庭消费率的负作用，这也证实了时间偏好的内生性。考虑到计划生育制度之前的生育人群，目前正是我国社会中有较高收入的年龄群体和储蓄主体，他们的低消费高储蓄倾向或许是整个社会高储蓄率的重要原因。通过供给侧的经济结构调整，提升产品质量，促进改善性消费或可有效解决该部分人群低消费高储蓄的状况。

关键词：内生时间偏好；子女数量；消费

一、引言

近些年来，中国不平衡的低消费一高储蓄经济结构严重影响了中国经济的健康发展。消费一储蓄的结构矛盾使中国的经济发展愈发依赖出口和投资，而后金融危机时代，以美国为代表的西方发达国家开始重申再制造业化，这将大幅度削减中国的出口，另外过度依赖投资也会给经济体带来种种不利影响。因此，扩大国内需求，特别是居民消费需求，促进经济发展方式转变是近几年来中国宏观调控政策的重点，也得到了学术界的高度重视。

中国人为什么不喜欢消费而偏爱储蓄？学术界对此提出了种种解释。生命周期理论框架下的“人口红利说”认为在我国目前较为年轻的人口结构下，被抚养老年人比重小，储蓄人群的比重大，因此整体储蓄率较高（Modigliani（2004）；Modigliani和Cao（2004））。Blanchard（2005）和Giavazzi（2010）指出，中国转型时期的各种制度变革，如失业、教育和医疗体制改革等带来的不确定性增加以及社会保障相对滞后促使中国人的预防性储蓄动机增强。持有相同或相近观点的学者还有Chamon和Prasad（2008）、Chamon et al.（2010）、何立新等（2008）、杨汝岱等（2009）。Wei和Zhang（2009）从另外一个角度发现，中国的高储蓄率问题应该归结于中国不断上升的性别比，中国居民为了提高孩子的婚姻吸引度，而竞相的提高家庭储蓄率，这导致了中国的高储蓄率。但学术界对这些解释看法不一，并没有形成统一的观点。

与已有文献不同，本文从内生时间偏好的视角，对中国居民低消费率提出了一个新的解释。在传统的效用贴现模型中，经济学家如：Ramsey（1928）和Samuelson（1937）一般假定贴现因子是外生给定的，简单地假定其不随时间而改变。这种贴现因子表现了人们对未来的耐心程度，贴现因子不变就意味着人们对未来的耐心程度是不变的。但是，Uzawa（1968），Becker和Mulligan（1997）以及Laibson（1997）在他们的文章中提出了内生时间偏好，他们认为人们在今天对明天和人们处于明天对后天的耐心程度不是一致的，时间偏好在人与人之间也会存在明显的差异，并且这种时间偏好即个人的耐心程度是可以改变的。不同时间偏好的个人对本期消费的选择会有所差别，这样的看法更贴合实际情况。叶德珠等（2012）利用双曲线贴现（Hyperbolic discounting）模型解释了消费文化差异和认知偏差对消费行为偏差的影响，验证了内生时间偏好的有效性和真实性。更进一步，个体的时间偏好是与个体的自身变量相关联的（Becker和Mulligan（1997））。与已有文献不同，本文试图从内生时间偏好和家庭子女数量的视角，对中国居民低消费率提出了一个新的解释。这也是本文的特点，个人的子女个数会通过影响个人对未来的耐心程度增加个人对未来的时间贴现，从而减少即期消费，增加储蓄。

本文下面的结构安排为：在本文第二部分，我们将内生时间偏好引入Diamond的世代交替（OLG）模型，并构建时间偏好和子女数量的函数关系式，研究分析个人和家庭的消费和子女数量之间的关系。第三部分利用CGSS（2008）数据实证分析户主子女数量对家庭消费率的影响。第四部分进行稳健性检验。最后一部分为总结和讨论。

二、理论模型和假设

自从1937年Samuelson给出贴现效用模型以来，经济学家对贴现效用模型的讨论大多都是假定时间偏好贴现因子是外生给定的。贴现因子表现了人们对未来的耐心程度，时间偏好的外生性也就表明：人们在今天对明天和人们处于明天对后天的耐心程度是一致的。然而这种耐心程度，很多经济学家看来并不是一成不变的，人与人之间也会存在明显的差异。因此，一些经济学家对时间偏好的外生性提出了质疑。Uzawa（1968）给出了内生贴现因子模型，在模型中，他假设贴现因子是人们消费水平效用的函数，而且假设现在消费的效用越高，人们对将来的耐心程度越低，这样，人们越希望今天消费。Becker和Mulligan（1997）提出了贴现因子的另外一种理论，认为人们对于将来的耐心程度是可以改变的，但是人们要改变这种对将来的耐心程度必须花费一定的开支，这样人们可以通过消费和对将来的耐心程度的改变来提高自己的贴现的效用和。Laibson（1997）给出了双曲贴现因子（Hyperbolic discounting），他认为人们在今天对明天的关心程度和第100天对第101天的关心程度是不一致的。总结起来，Samuelson（1937）假定的时间偏好贴现因子的外生性是可疑的，大多数经济学家都同意时间偏好内生性的观点，即贴现因子并不是一成不变的，它可能随着时间而变动，贴现因子在人与人之间也会存在差异，贴现因子可能与财富、受教育程度等个人变量有关，个人可以通过努力改变自己对未来的耐心程度。

经济学家逐渐开始认同时间偏好的内生性，并利用内生时间偏好修改以前的经典理论模型，例如，Barro（1999）将新古典经济增长模型引入可变的贴现因子，创造性地将双曲贴现因子引入Ramsey模型，他发现，由于个人在今天对明天的耐心程度要远小于一段时间后对第二天的耐心程度，个人在今天会产生过度消费。这预示着，个人可以通过改变时间偏好，从而改变均衡的消费路径。

本文对Diamond的世代交替（OLG）模型中的外生时间偏好进行内生化。首先，假定时间是离散的，每一个体生存两期，假定时期t出生的个体的效用函数为：

u=u（c_t）+βu（C_t+1） （1）

其中，c_t表示个体在时期t的消费，而_t+1表示个体在时期t+1的消费。函数u（·）为单调递增的凹函数。需要注意的是，β=1/（1+ρ）在其中表示贴现因子，ρ≥0是主观的时间偏好率。第t代个体的优化问题为：

该式即为离散时间形式的拉姆齐条件。

接下来将时间偏好内生化，并将内生化的时间贴现因子纳入Diamond的世代交替（OLG）模型。

Becker和Mulligan（1997）提出了一个两阶段总效用函数：

V=f₀（C₀）+β（S）*f₁（C₁） （4）

其中，c₀和c₁分别是现在和未来的消费水平，f₀（·）和f₁（·）描述了现在和未来的效用函数，未来的效用可以用口（S）来折现。S表示用来增加个人对未来耐心程度的资源，Becker和Mulligan（1997）认为个人可以通过花费时间和努力来想象未来以使未来并不遥远，增加总效应函数中未来的权重β。他们假设：

β（S）>0，β'（S）≥0，β''（S）≤o （5）

即β（S）是一个递增的凹函数。凡是能够增加对未来想象的努力和时间均可用S来代替。例如个人通过接受教育、学习历史和其他的学科可以增加对未来的想象。从式（4）来看，当S增加导致β（S）增加时，在预算约束下，理性个人会减少当期消费以增加下期消费。

Becker和Mulligan（1997）的模型说明了凡是能对S的投资，即使个人未来可及的资源投资均可以减少当期消费，增加当期储蓄。现在我们来考虑一种特殊的投资S，即居民的子女数量。子女可以增加个人对未来的想象，使未来不再遥不可及。

居民子女数量可以通过以下途径影响居民对未来的时间偏好，增加对未来的耐心程度：第一，父母在教育子女的过程中，会引导子女增加对未来的耐心程度，从而激发子女的学习热情，但在此过程中，父母在与子女描述将来时也会想到将来的自己，从而也增加了自己对未来的偏好。第二，对多数人来说，子女是一个人生命的延续，子女数量会增加父母对未来时间预期的加长，从而增加对未来的耐心程度。

综上所述，我们可以将贴现因子β内生化为β（n），即β与个体的子女数量n有关，且β（n）为单调递增的凹函数，则由式（1）可得：

我们可以利用上式来考察子女数量对储蓄的影响。为此，由上式可得：

由u（·）和β（n）函数的单调递增凹函数的性质可知，该式符号为正，即个人的储蓄随着子女数量的增加而增加。这也表明，个体子女数量增多，可以通过使本人对未来更加耐心，增加对未来的贴现而增加个人储蓄。因此我们可以得到以下假说：

个人子女数量增加会通过增加对未来的耐心程度，而增加个人的当期储蓄，从而使个体本期消费减少。

三、实证分析

（一）数据、变量说明和描述性统计

本文主要采用CGSS（2008）的数据，即2008年中国社会综合调查数据。该数据来源于中国国家社会科学基金资助的中国社会综合调查（CGSS）项目。该调查由中国人民大学社会学系、香港科技大学社会科学部执行。该数据由城市问卷、农村问卷和家庭问卷三部分构成，CGSS（2008）问卷的主要模块有：①个人基本情况；②家庭基本情况；③教育及工作；④性格与态度；⑤社会经济活动；⑥态度、意识；认同与评价；⑦社会交往与求职。本文中我们利用了CGSS（2008）数据的各种家庭信息，包括家庭收入、家庭成员基本信息等。

本文的因变量主要采用家庭在过去一年（2007年）的消费率（conrate）。CGSS（2008）调查了受访者家庭在过去一年的家庭收入（income）和过去一年每月的生活消费支出（c_month），则conrate=12×c_month/income。

本文主要的自变量为家庭子女数量（n_child）。CGSS（2008）直接给出被访者的子女数量，我们可以直接采用这个变量。在模型中，我们还加入了其他控制变量。沈坤荣和谢勇（2012）利用CGSS（2006）数据研究了不确定性和储蓄率的关系，由于我们采取的数据有很多相似之处，我们可以采用他们用过的控制变量。表1为相关变量的定义和描述性统计。

（二）基准模型

表2报告了家庭消费率conrate对家庭收入和人口特征以及户主特征变量的回归结果。需要说明的是，第（4）列的自变量与第（3）列的自变量完全相同，但第（4）列考虑到了各个地区之间的异方差，对异方差进行了处理。后三列子女数量的系数均为负，且均在不同水平下显著。这说明，户主的子女数量会显著降低当期家庭的消费率。这也证实了我们之前的假说，即户主子女数量会增加户主在未来的贴现，进而降低当期消费，以增加对未来的储蓄。

考虑到户主的子女数量和家庭未成年人数量之间的相关性问题，我们将家庭未成年人数量也放入我们的计量回归模型中，我们发现这一变量的加入并不会影响户主子女数量对家庭消费率的负作用。事实上，户主子女数量和家庭未成年人数量的相关系数为0.22，为了估计家庭未成年人数量对家庭消费的影响，我们可以将未成年人数量和户主子女数量同时放入方程进行计量估计。

我们再来看控制变量。我们发现：①家庭收入对数系数显著为负，这表明家庭收入越大，消费率越低，这与以往的大多数文献保持一致。②户主性别变量系数为负，且在不同水平下显著，这表明男性家庭的消费率要远低于女性家庭。这可能是因为男性更耐心，他们通常要为将来计划，以备不时之需。③户主受教育程度越高，家庭消费率越高，这可能是因为受教育程度高的户主更相信家庭在将来能够稳定地取得高额收入。

（三）户主在家庭的决策力度

我们考察研究户主子女数量对消费率的影响，但在实证分析中却考察户主子女数量对家庭消费率的影响，一方面是因为中国消费一般是以家庭为单位，很难找到包含子女数量在内的个人消费数据，另一方面是因为家庭户主在家庭中具有一定的决策自主权。因此，这一部分我们考察上述假说是否同样适用于拥有一定消费决策自主权的户主。CGSS（2008）给出了家庭中分担家庭生活费用的人数（n），我们采用1/n来衡量户主在家庭中的消费自主决策权的程度。

表3前两列报告了n<3和n<4的消费率的回归结果，第（3）列在基准模型基础上在回归中加入zinv1/n的交互项，第（4）列在第（3）列基础上去掉zinv变量，单看zinv*1/n交互项对家庭消费率的影响。我们发现：第一，前两列，即在n%3和n%4的子样本中，家庭消费率对子女数量的回归系数依然为负，且均在0.1水平下显著。第二，第（3）列中子女数量系数依然为负，且交互项zinv*1/n系数也为负，但两者的系数并不显著，这可能是因为子女数量和交互项的相关性造成的共线性引起的。第三，我们在第（4）列只放入交互项zinv*1/n，我们发现该交互项系数为负，且在O.1水平下显著。这表明户主子女数量越多，户主在家庭中的消费决策自主权越大，家庭消费率越低。综上所述，我们可以相信，在户主具有消费自主决策权的家庭中，户主的子女数量对家庭的消费率具有显著负作用，这与我们的假说是一致的。

四、稳健性检验

本节我们采用三种方法对第四部分的实证分析结果进行稳健性检验：第一种方法是采用分位数回归的方法检验不同消费率水平的家庭，户主子女数量对家庭消费率的影响；第二种方法是我们采用农业部固定观测点2003年到2006年的数据（RCRE）检测户主子女数量对家庭消费率的影响；第三种方法是考察不同年龄层的户主的子女数量对家庭消费率的影响。

（一）分位数回归

第四部分的OLS模型主要描述了自变量对因变量的均值影响，而分位数回归能精确地描述自变量对因变量条件分布形状的影响。显然，如果我们的模型设定是正确的，那么户主子女数量在每个分位数上都对其家庭消费率具有负向影响，且消费率越低的家庭，受户主子女数量影响也越大。我们使用分位数回归方程进一步进行估计，如表4。

我们发现在各个分位数回归结果中，户主子女数量的系数均为负（除q=0.9以外），且从q=0.1到q=0.7，户主子女数量的系数均在不同程度下显著。另外，消费率越低的家庭，户主子女数量的系数的绝对值越大，这也验证了消费率越低的家庭，受户主子女数量影响也越大。

（二）中国农村居民子女数量对消费率的影响

CGSS（2008）的被访者大多都是城镇居民，我们验证了城镇居民子女数量对其消费率的影响，但并不能说明我们的假说同时对中国农村居民实用。因此，在本部分，我们采用农业部固定观察点2003年到2006年的大样本面板数据考察农村居民子女数量对消费率的影响。该数据包括2003年到2006年对中国各省众多农村家庭各种经济指标的全面调查信息。RCRE数据库分为八个部分，其中包括家庭类型、家庭成员基本情况及劳动和收入信息、土地情况、产出投入信息、固定资产和家庭全年收支等。另外，数据库中有包含调查农户所在村的基本信息。本文的研究涉及到村基本信息变量、家庭类型、家庭成员务工信息和家庭收入信息四部分。

我们对原始数据进行了必要的初步处理。首先，对于涉及到收入的信息，我们都用各省农村消费价格指数进行了平减，调整为2003年价格计算的实际收入。第二，在个人信息中，我们将个人信息整合成家庭人口特征信息。第三，我们删除了数据库中的异常值，这些异常值包括：超大型家庭，即家庭劳动力数量或未成年人数量多于20；户主年龄小于16岁；部分变量缺失的样本；还有少量明显数据错误而又难以修正的样本也被删除，比如最高教育年限大于22年的样本家庭。我们最后共得到了2003-2006年共五万多个家庭的样本数据。

RCRE的大样本面板数据属性使我们可以采用固定效应和随机效应模型检查子女数量对家庭消费率的影响。前两列分别用固定效应和随机效应模型估计了家庭未成年人占比（junior_rate）和户主子女数量（N_child）对家庭消费率的影响，我们发现户主子女数量的系数均为负，且均在0.01水平下显著。后两列我们分别用固定效应和随机效应模型估计了户主子女数量（N_child）对家庭消费率的影响，与前两列的区别是在估计中我们去掉了家庭未成年人占比，这是为了防止这两个变量产生共线性而使我们的估计结果产生偏差。结果发现，无论是固定效应模型还是随机效应模型，无论是纳入家庭未成年人占比还是不纳入，户主子女数量的系数均为负，且均在不同水平下显著，这也验证了我们前面的假说。

（三）老年户主家庭子女数量对家庭消费率的影响

本文是为了验证个人子女数量增加，会增加个人对未来的贴现，从而降低当期消费，增加储蓄，以期未来使用。这是个人子女数量降低个人当期消费的作用机制，但需要指出的是，个人子女数量还会通过另外一种途径降低当期消费，增加储蓄，因为子女数量多的个人会预期到未来对孩子教育和结婚的经济负担，从而在即期就开始削减家庭消费支出，增加家庭储蓄，以满足孩子将来的教育和婚姻支出。如果我们不能排除这种作用机制，就不能说明个人子女数量对消费的影响是因为内生时间偏好，个人子女数量增加，会增加个人对未来的贴现。在本部分，我们考虑老年户主家庭的子样本，研究户主子女数量对家庭消费率的影响。始于上个世纪80年的严格的计划生育制度使得城镇居民只有一到两个孩子，一般来说父母年龄在40岁左右，子女大致完成教育，甚至也开始组建家庭，在这个年龄的父母不再需要考虑未来孩子的教育和结婚所带来的经济负担，如果这个年龄层的户主的子女数量还会对家庭消费产生负作用，我们可以将其归结为内生时间偏好机制所产生的作用。

表6分别报告了户主年龄在40、45、50和55岁以上家庭消费率对户主子女数量的回归。我们发现子女数量的系数均为负数，并且户主年龄在40和45岁以上的样本中，子女数量的系数在0.1水平下显著。而户主年龄在50和55岁以上的样本中，子女数量系数的t值分别为-1.61和-1.02。综上所述，老年人户主家庭中户主的子女数量依然会对家庭消费率产生负作用，这也验证了我们的假说，即户主子女数量增加会通过内生时间偏好增加户主对未来的贴现，从而降低即期消费，增加储蓄以增加对未来的消费。

五、结论与讨论

我们的研究证实家庭的消费行为与户主子女数量存在密切的相关关系，在其他情况相同的情况下，户主子女数量较多的家庭倾向于选择较低的消费水平，表现出一种“节约欲”。其原因在于，个人子女数量较多，会增加个人对未来的贴现，重视未来时间消费带来的愉悦感，个人通过最大化生命周期的效用，会选择降低即期消费，增加储蓄以增加对未来的消费。这一发现证实了时间偏好并不是一成不变的，贴现因子可能随着时间而变动，在人与人之间也会存在差异，个人可以通过努力改变自己对未来的耐心程度，从而影响个人生命周期内的消费一储蓄选择。

子女数量通过内生时间偏好对个人消费一储蓄行为的影响并不仅仅局限于城镇居民，利用中国农村数据的实证分析也证实了这种作用机制，这说明我们所证实的内生时间偏好是普遍存在的，至少在中国，子女数量会通过改变个人的时间偏好改变个人的消费决策。中国自上世纪80年代实行的计划生育政策大幅度减少了中国居民子女的数量。在中国45岁以下的居民基本上严格执行了计划生育政策，这些居民的子女数量大幅减少。通过对CGSS（2008）的数据分析我们发现，45岁以下居民的平均子女数量为1.06，而45岁以上居民的平均子女数量为2.28。当这些平均子女数量为1左右的居民成为中国的消费主体时，这种通过子女数量影响内生时间偏好进而影响消费的机制会发挥作用，使中国的消费水平显著增加，居民储蓄率也将逐步降低。另一方面，通过经济结构调整，依靠技术进步和生产效率的提升来提高国民经济的供给能力，激励生产企业调整产品结构、提升产品质量，为45岁以上居民提供更多的改善型消费选择，从而提高居民的整体消费。

责任编辑 汪晓清