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作者简介：付波航，博士生，主要研究方向为发展经济学、国际经济学。
通讯作者：方齐云，博士，教授，博导，主要研究方向为发展经济学、国际经济学。
① 2010年，美、日、德、英、俄、印度等国同期居民消费率分别为71%、59%、57%、64%、50%、56%。
摘要 伴随改革开放30多年来的经济增长，我国的城镇化进程不断加快、人口年龄结构也在悄然发生变化，然居民消费率却不断下降。文章基于中国29个省份1989-2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究。使用动态面板一步系统GMM估计发现：城镇化水平与我国居民消费率呈正向关系，城镇化水平每提高1%，居民消费率就增加0.04%，城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域等途径间接地提高了总体消费水平，预计这一正向作用还会增强；生命周期理论在我国部分成立，少儿抚养比的下降降低了我国居民消费率，人口老龄化的加速也阻碍了我国居民消费率的提升，因而我国人口年龄结构的变迁是居民消费率下降的原因之一；总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构的负向作用所抵消，加之中国居民存在消费惰性，这些都有助于解释消费率的持续下降。基于此，本文还就如何扩大内需提出了几点建议。
关键词 居民消费率；城镇化；少儿抚养比；老年抚养比
中图分类号 C92 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2013）11-0108-07 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2013.11.016
改革开放30多年来，我国一直保持着年均近10%的经济增长率。但是，我国居民消费占GDP的比率即居民消费率却呈长期下降的趋势。数据显示，我国居民消费率从1981年的52.47%下降到2010年的33.80%，平均每年下降1.48%，居民消费率持续下降并远低于50%，意味着我国经济增长中居民消费的贡献在减少，不仅如此，与世界上其它主要经济体相比，我国居民消费率也明显偏低①。居民消费不足故而依靠投资推动、出口拉升的经济增长模式必定是不可持续的，与此同时，这种不均衡的宏观经济形态也不利于我国经济结构优化和资源合理配置。因此，研究我国居民消费率下降的原因并找到提高我国居民消费率的路径，对于解决我国消费不足和实现内需扩大、经济转型具有重要意义。
关于我国居民消费率下降即消费不足之谜，国内外大量文献已分别从不同角度给予解释。不少学者认为，社会保障系统的不完善导致中国居民采取预防性储蓄，是造成中国现阶段总体消费不足的原因之一[1-2]。袁志刚等[3]从收入分配不均的角度出发，认为高收入者的高遗赠储蓄倾向是造成我国消费不足的原因。根据莫迪利安尼的生命周期假说（LifeCycle Hypothesis，简称LCH），一国劳动人口比重与社会总储蓄率成正比，儿童和老年人口与总储
蓄成反比即与消费成正比。同样，Neher的家庭储蓄需求模型（Household Saving Demand Model，简称HSDM）也表明，人口年龄结构也是影响消费率的一个重要因素[4]。自1982年我国确立计划生育为一项长期基本国策以来，我国社会的人口年龄结构发生了巨大变化，劳动年龄人口（15-64岁）和老年人口（65岁以上）占总人口的比重不断增加，而少儿（0-14岁）的比重在减少，鉴于此，国内不少学者开始研究人口年龄结构与居民消费率之间的关系：王德文等[5]基于Leff模型的回归发现，少儿抚养比下降会增加储蓄率而降低消费率，而人口老龄化会减少储蓄增加消费；王金营等、张乐等[6-7]认为，老年抚养比与消费率呈反向变动关系，人口老龄化会降低未来消费水平和消费比率；李文星等[8]研究表明，人口年龄结构变动并非导致中国目前居民消费率过低的原因；康建英[9]使用黄金年龄人口（35-55岁）来表征人口年龄结构，黄金年龄人口比例越大，消费水平越低。
以往文献虽然考虑了人口年龄结构的变化，但却忽略了我国城镇化加快这一外界居民消费环境或制度变迁对居民消费率的影响。改革开放30多年以来，我国城镇化水平不断提高，年均增长率达3.26%。城镇化可通过：①转移农村剩余劳动力、提高农民收入；②改变农村人口的消费方式、提高他们的消费倾向；③带动第三产业创造更多就业、拓展消费领域等三条途径来提升总体消费水平[10]。城镇化还通过改变消费习惯和观念、对居民消费产生示范效应
它是指消费者的消费行为要受周围人们消费水准的影响，农村转移人口的消费行为易受城市人口的影响，低收入者的消费也易受高收入者影响而“打肿脸充胖子”。
和累积效应等机制来提高最终消费水平和消费率[11-12]。笔者认为，城镇化对居民消费率的作用机制主要表现在宏观和微观两个方面：宏观上，城镇化的加速发展使得农村剩余劳动人口向城市转移，增加了社会就业和国民收入，从而增加社会总消费；微观上，城镇化伴随着劳动力从农村向城市转移，而城市人口有着更强的消费欲望和消费倾向，因此从微观行为来看城镇化也有助于消费率的上升。城镇化、人口年龄结构与居民消费率的关系如何？在前人理论分析和实证研究的基础上，本文对城镇化、人口年龄结构与居民消费的关系作进一步实证分析，试图回答上述问题，并为我国制定扩大内需的经济政策提供参考。与前述文献相比本文有两个特点：①考虑了城镇化这一人口制度性变迁和整个外界消费环境的变化，并把它同人口年龄结构结合起来共同分析其对我国居民消费率的影响，较为全面地考察了消费制度性因素对消费的影响；②本文使用全新的省际动态面板数据，并使用一步系统广义矩估计（OneStep System GMM）方法，避免了内生性问题，结论更为可靠，更能反映我国现实。
1 计量模型和数据
1.1 计量模型
借鉴前述研究，本文选取简约型消费模型，该模型的好处在于它不依赖于某一特定理论或环境。以居民消费率为因变量，我们将模型的解释变量分为三组：基本变量X、本文主要关注的人口环境变量Y和其它控制变量Z，则基本的面板回归方程设定如下： 其中，被解释变量ROC为居民消费率，即居民消费支出占支出法地区生产总值的比重，下标i代表地区，t为时间，ui表示不可观察的地区效应，反映了一些无法观察的地区差异性变量的影响，εit是随机扰动项。
X指模型的基本解释变量，包括实际收入和实际利率。由于数据限制，我们使用人均实际GDP的对数值（lnRPGDP）来表示人均实际收入，大多消费理论和现实都表明，收入是影响消费的重要变量。另外，既然影响消费水平的是实际收入，那么影响居民消费率的应该是实际收入的增长率[13]。为此我们还使用地区人均实际GDP增长率（GRPI）来代理人均实际收入增长率；另一个基本解释变量是实际利率（R），它是影响消费者储蓄和跨期选择的重要因素。
本文所关注的人口环境变量Y是指少儿抚养比（CDR）、老年抚养比（ODR）和城镇化（UR）。CDR和ODR又统称为社会抚养比，用来反映我国的人口年龄结构。根据LCH理论，CDR和ODR应与消费率正相关；UR表示城镇化率，即常住城镇人口占总人口的比重，根据前述分析，城镇化与居民消费率也正相关。
为了准确得到本文所关注三个变量（CDR、ODR和UR）对居民消费率的作用大小，我们还应控制其他一些影响居民消费率的重要变量[WTBZ]Z，这包括：①通货膨胀率（[WTBX]INF），通常认为，价格波动或宏观经济的不确定性会影响人们对未来商品价格的预期进而影响居民消费；②城乡收入差距。按照凯恩斯的消费理论，富人的边际消费倾向低，而穷人的边际消费倾向高，城乡收入不平衡的加剧会使消费率下降。由于缺乏分省基尼系数，我们用城市和农村家庭人均实际纯收入的比值[WTBX]（URIR）来衡量；③财政政策变量，我们用各地区公共财政盈余（或赤字）占[WTBZ]GDP之比[WTBX]（BGDP）来控制公共消费或储蓄行为，以分析财政政策对居民消费的影响。考虑这些因素对居民消费率的影响，将式（1）展开，进一步得到如下计量模型：
1.2 数据说明
本文使用的是1989-2010年中国大陆29个省（市、区）的宏观面板数据，西藏因为数据不全而未包括，重庆因直到1997年才成立直辖市，故仍把它并入四川。表1列出了式（2）中各个变量的定义及基本的描述性统计量。居民消费率ROC、公共财政盈余占GDP之比BGDP、人均实际收入RPGDP及增长率GRPI和通胀率INF1989年-1994年的数据取自《新中国六十年统计资料汇编》，1995年-2010年的数据源自1996-2011年的《中国统计年鉴》，其中调整1989年为基期。通胀率[WTBX]INF采用[WTBZ]CPI进行计算，实际GDP为名义GDP经通胀率修正得到。城乡人均纯收入的比值[WTBX]URIR来自[WTBZ]CCER中国经济金融数据库。计算实际利率R的名义利率由一年期存款利率加权平均得到，权重是该利率在该年实行的月数占12个月的比重，数据来自中国人民银行。1990年-2001年少儿抚养比[WTBZ]CDP和老年抚养比ODR的数据取自《1990年以来中国常用人口数据集》，1989年的数据取自《1990年中国人口统计年鉴》，2002-2010年的数据取自《中国统计年鉴》。各省城镇化UR采用人口统计指标近似计算，数据来自《中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》，缺失省份数据根据赵群毅等[14]中表5推算得到，2010年的数据则由前五年的城镇化速度近似得到。
2 估计方法和结果
2.1 估计方法
考虑到我国居民可能受消费习惯的影响，当前消费水平与过去消费水平密切相关（消费惰性），我们将滞后被解释变量加入到模型中。为此采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。重要的是，GMM的优势还在于：①居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题；②当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。在式（2）中加入被解释变量的滞后项，就得到了本文最终的动态面板模型：
GMM估计包括一步（OneStep）和两步（TwoStep）的GMM。两步估计的权重矩阵依赖于估计参数且标准差存在向下偏倚，并没有带来多大的效率改善且估计量不可靠，一步估计量尽管效率有所下降但它是一致的，因而在经验应用中人们通常使用一步GMM估计[15]。理论上，一步系统广义矩估计（OneStep System GMM）利用了比一步差分广义矩估计（Onestep DifferenceGMM）更多的信息，前者可以解决后者不能解决的内生性和弱工具变量问题，因而前者比后者的估计结果更有效[16]。Blundell and Bond[17]利用蒙特卡罗模拟实验也证实，在有限样本下，系统GMM比差分GMM估计的偏差更小、效率也有所改进。因此，本文采取一步系统GMM估计方法。
2.2 实证结果及分析
首先，我们将CDR、ODR以及UR等人口统计方面的特征和制度变化因素当作外生变量。模型中的其他变量当作弱外生的或前定的，在我们选用“内部工具”时，这些弱外生或前定变量的滞后值作为它们自己的工具变量。本文使用的计量软件是Stata10.0，动态面板一步系统GMM估计的结果见表2。由于人均实际收入的对数[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP在任何时候都不显著，收入影响的是消费水平而不是消费率，我们在第四列中把[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP这一水平值从模型中去掉。表2显示，逐步加入人口年龄结构和城镇化率后，基本解释变量（GRPI、R）的系数值和显著性并未发生明显改变，加入城镇化率后UR也未对人口年龄结构的作用产生干扰，第四列加入其它控制变量后，基本解释变量和本文所注的3个人口环境变量的系数值也基本保持稳定，因而回归结果是可靠的模型的瓦尔德检验是显著的，GMM形式差分方程的工具变量选取的是因变量的滞后二三四阶和弱外生变量的滞后二三阶，水平方程的工具变量选取对应变量的一阶差分滞后。。 2.2.4 其它解释变量对居民消费率的影响
人均实际收入[WTBZ]ln [WTBX]RPGRP对居民消费率没有显著影响，因此，富人并不比穷人消费得更多，发达地区的居民消费率并不比其他地区更高；
人均实际收入增长率GRPI的系数显著为负，经济的高增长转化为了居民的高储蓄率，这与我国经济增长主要依靠投资拉动是分不开的，我国内需不足同前述居民保守的消费习惯，折射出我国社会保障体系不健全的现实；实际利率R与居民消费率呈负向关系。但由于我国在1989年-2010年的样本期间实际利率在零附近上下波动，因而总体而言实际利率的变动并不能解释居民消费率的下降；通胀率INF抑制居民消费率，但它也并非是造成我国居民消费率持续下降的原因；财政政策变量BGDP对居民消费的作用是显著为正的，只是影响不大，这或许是由于凯恩斯的财政需求管理政策存在政府支出的挤出效应，财政转移支付在增加居民消费的同时，却由于税收的增加反而降低了居民可支配收入，从而减少了居民消费。城乡收入差距URIR的缩小有利于提升居民消费率，边际消费倾向递减得到了体现，只是其系数并不显著。
3 结论与建议
基于1989-2010年29个省份的动态面板一步系统GMM估计表明：城镇化水平的提高能够推动居民消费率的上升，城镇化率每提高1%，居民消费率就会增加004%。城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域间接促进了居民消费水平的增加。目前我国城镇化对居民消费的影响系数还不够大，但预期随着未来城镇化进程的加快，其对社会总体消费的推动作用必将不断显现和增强；少儿抚养比对居民消费率的影响显著为正，而老年抚养比对居民消费率的影响显著为负，我国现实情况部分符合生命周期假说。由于样本期少儿抚养比是下降的，而老年抚养比是上升的，这样，改革开放以来，少儿抚养比的下降和老年抚养比的上升，均阻碍了我国居民消费率的提升，因而人口年龄结构变动是我国居民消费率下降的原因之一；中国居民谨慎的消费习惯是我国居民消费率下降的另一因素，长期以来自我实现的低消费率也折射出我国社会保障体系不健全的现实。总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构变量的负向作用所抵消，加之我国居民保守的消费习惯具有稳定性和持续性，这些都有助于解释我国居民消费率的持续下降。要提高我国居民消费率，改善居民消费环境和文化要比经济增长本身更加重要。基于此，笔者提出以下几点建议：
（1）放松人口流动限制，加快推进城镇化进程。城镇化是农村剩余人口转移的过程，也是生产方式、生活习惯等方面由农村向城镇转变的过程。为此，应鼓励农村剩余人口流向城市，以增强他们的消费能力和欲望。具体而言，应放松人口流动限制，减轻城乡户籍制度障碍。与此同时，应加强社会管理配套制度改革，保障非城市人口在城市的就业、住房、医疗等福利，使他们能消费、敢消费。这样形成的推动力和吸引力才会真正促使农村人口向城镇转移。
（2）在预期未来少儿抚养比下降幅度不大而人口老龄化会不断加深的人口环境下，一方面我们要注重孩子的质量，提升在少儿人才培养上的消费和支出，拉动消费，积累人力资本，为我国的可持续增长奠定基础；另一方面，应加大对老年人的保障力度，完善老年人的养老保障和医疗保险体系，解决他们的后顾之忧，同时发展与老年人相关的娱乐健康产业，使他们愿意消费、乐于消费。
（3）完善社会保障体系。我国居民保守的消费习惯和我国内需不足，本质上与我国社会保障体系不健全有着很大的关联，要改变我国的消费文化前提是完善社会保障体系。只有这样，才能从根本上提升居民的消费信心。为此，我们不仅要解决好城市人口的社会保障问题，还应重视和完善流动人口的社会保障制度。
（编辑：田 红）
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通讯作者：方齐云，博士，教授，博导，主要研究方向为发展经济学、国际经济学。
① 2010年，美、日、德、英、俄、印度等国同期居民消费率分别为71%、59%、57%、64%、50%、56%。
摘要 伴随改革开放30多年来的经济增长，我国的城镇化进程不断加快、人口年龄结构也在悄然发生变化，然居民消费率却不断下降。文章基于中国29个省份1989-2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究。使用动态面板一步系统GMM估计发现：城镇化水平与我国居民消费率呈正向关系，城镇化水平每提高1%，居民消费率就增加0.04%，城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域等途径间接地提高了总体消费水平，预计这一正向作用还会增强；生命周期理论在我国部分成立，少儿抚养比的下降降低了我国居民消费率，人口老龄化的加速也阻碍了我国居民消费率的提升，因而我国人口年龄结构的变迁是居民消费率下降的原因之一；总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构的负向作用所抵消，加之中国居民存在消费惰性，这些都有助于解释消费率的持续下降。基于此，本文还就如何扩大内需提出了几点建议。
关键词 居民消费率；城镇化；少儿抚养比；老年抚养比
中图分类号 C92 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2013）11-0108-07 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2013.11.016
改革开放30多年来，我国一直保持着年均近10%的经济增长率。但是，我国居民消费占GDP的比率即居民消费率却呈长期下降的趋势。数据显示，我国居民消费率从1981年的52.47%下降到2010年的33.80%，平均每年下降1.48%，居民消费率持续下降并远低于50%，意味着我国经济增长中居民消费的贡献在减少，不仅如此，与世界上其它主要经济体相比，我国居民消费率也明显偏低①。居民消费不足故而依靠投资推动、出口拉升的经济增长模式必定是不可持续的，与此同时，这种不均衡的宏观经济形态也不利于我国经济结构优化和资源合理配置。因此，研究我国居民消费率下降的原因并找到提高我国居民消费率的路径，对于解决我国消费不足和实现内需扩大、经济转型具有重要意义。
关于我国居民消费率下降即消费不足之谜，国内外大量文献已分别从不同角度给予解释。不少学者认为，社会保障系统的不完善导致中国居民采取预防性储蓄，是造成中国现阶段总体消费不足的原因之一[1-2]。袁志刚等[3]从收入分配不均的角度出发，认为高收入者的高遗赠储蓄倾向是造成我国消费不足的原因。根据莫迪利安尼的生命周期假说（LifeCycle Hypothesis，简称LCH），一国劳动人口比重与社会总储蓄率成正比，儿童和老年人口与总储
蓄成反比即与消费成正比。同样，Neher的家庭储蓄需求模型（Household Saving Demand Model，简称HSDM）也表明，人口年龄结构也是影响消费率的一个重要因素[4]。自1982年我国确立计划生育为一项长期基本国策以来，我国社会的人口年龄结构发生了巨大变化，劳动年龄人口（15-64岁）和老年人口（65岁以上）占总人口的比重不断增加，而少儿（0-14岁）的比重在减少，鉴于此，国内不少学者开始研究人口年龄结构与居民消费率之间的关系：王德文等[5]基于Leff模型的回归发现，少儿抚养比下降会增加储蓄率而降低消费率，而人口老龄化会减少储蓄增加消费；王金营等、张乐等[6-7]认为，老年抚养比与消费率呈反向变动关系，人口老龄化会降低未来消费水平和消费比率；李文星等[8]研究表明，人口年龄结构变动并非导致中国目前居民消费率过低的原因；康建英[9]使用黄金年龄人口（35-55岁）来表征人口年龄结构，黄金年龄人口比例越大，消费水平越低。
以往文献虽然考虑了人口年龄结构的变化，但却忽略了我国城镇化加快这一外界居民消费环境或制度变迁对居民消费率的影响。改革开放30多年以来，我国城镇化水平不断提高，年均增长率达3.26%。城镇化可通过：①转移农村剩余劳动力、提高农民收入；②改变农村人口的消费方式、提高他们的消费倾向；③带动第三产业创造更多就业、拓展消费领域等三条途径来提升总体消费水平[10]。城镇化还通过改变消费习惯和观念、对居民消费产生示范效应
它是指消费者的消费行为要受周围人们消费水准的影响，农村转移人口的消费行为易受城市人口的影响，低收入者的消费也易受高收入者影响而“打肿脸充胖子”。
和累积效应等机制来提高最终消费水平和消费率[11-12]。笔者认为，城镇化对居民消费率的作用机制主要表现在宏观和微观两个方面：宏观上，城镇化的加速发展使得农村剩余劳动人口向城市转移，增加了社会就业和国民收入，从而增加社会总消费；微观上，城镇化伴随着劳动力从农村向城市转移，而城市人口有着更强的消费欲望和消费倾向，因此从微观行为来看城镇化也有助于消费率的上升。城镇化、人口年龄结构与居民消费率的关系如何？在前人理论分析和实证研究的基础上，本文对城镇化、人口年龄结构与居民消费的关系作进一步实证分析，试图回答上述问题，并为我国制定扩大内需的经济政策提供参考。与前述文献相比本文有两个特点：①考虑了城镇化这一人口制度性变迁和整个外界消费环境的变化，并把它同人口年龄结构结合起来共同分析其对我国居民消费率的影响，较为全面地考察了消费制度性因素对消费的影响；②本文使用全新的省际动态面板数据，并使用一步系统广义矩估计（OneStep System GMM）方法，避免了内生性问题，结论更为可靠，更能反映我国现实。
1 计量模型和数据
1.1 计量模型
借鉴前述研究，本文选取简约型消费模型，该模型的好处在于它不依赖于某一特定理论或环境。以居民消费率为因变量，我们将模型的解释变量分为三组：基本变量X、本文主要关注的人口环境变量Y和其它控制变量Z，则基本的面板回归方程设定如下： 其中，被解释变量ROC为居民消费率，即居民消费支出占支出法地区生产总值的比重，下标i代表地区，t为时间，ui表示不可观察的地区效应，反映了一些无法观察的地区差异性变量的影响，εit是随机扰动项。
X指模型的基本解释变量，包括实际收入和实际利率。由于数据限制，我们使用人均实际GDP的对数值（lnRPGDP）来表示人均实际收入，大多消费理论和现实都表明，收入是影响消费的重要变量。另外，既然影响消费水平的是实际收入，那么影响居民消费率的应该是实际收入的增长率[13]。为此我们还使用地区人均实际GDP增长率（GRPI）来代理人均实际收入增长率；另一个基本解释变量是实际利率（R），它是影响消费者储蓄和跨期选择的重要因素。
本文所关注的人口环境变量Y是指少儿抚养比（CDR）、老年抚养比（ODR）和城镇化（UR）。CDR和ODR又统称为社会抚养比，用来反映我国的人口年龄结构。根据LCH理论，CDR和ODR应与消费率正相关；UR表示城镇化率，即常住城镇人口占总人口的比重，根据前述分析，城镇化与居民消费率也正相关。
为了准确得到本文所关注三个变量（CDR、ODR和UR）对居民消费率的作用大小，我们还应控制其他一些影响居民消费率的重要变量[WTBZ]Z，这包括：①通货膨胀率（[WTBX]INF），通常认为，价格波动或宏观经济的不确定性会影响人们对未来商品价格的预期进而影响居民消费；②城乡收入差距。按照凯恩斯的消费理论，富人的边际消费倾向低，而穷人的边际消费倾向高，城乡收入不平衡的加剧会使消费率下降。由于缺乏分省基尼系数，我们用城市和农村家庭人均实际纯收入的比值[WTBX]（URIR）来衡量；③财政政策变量，我们用各地区公共财政盈余（或赤字）占[WTBZ]GDP之比[WTBX]（BGDP）来控制公共消费或储蓄行为，以分析财政政策对居民消费的影响。考虑这些因素对居民消费率的影响，将式（1）展开，进一步得到如下计量模型：
1.2 数据说明
本文使用的是1989-2010年中国大陆29个省（市、区）的宏观面板数据，西藏因为数据不全而未包括，重庆因直到1997年才成立直辖市，故仍把它并入四川。表1列出了式（2）中各个变量的定义及基本的描述性统计量。居民消费率ROC、公共财政盈余占GDP之比BGDP、人均实际收入RPGDP及增长率GRPI和通胀率INF1989年-1994年的数据取自《新中国六十年统计资料汇编》，1995年-2010年的数据源自1996-2011年的《中国统计年鉴》，其中调整1989年为基期。通胀率[WTBX]INF采用[WTBZ]CPI进行计算，实际GDP为名义GDP经通胀率修正得到。城乡人均纯收入的比值[WTBX]URIR来自[WTBZ]CCER中国经济金融数据库。计算实际利率R的名义利率由一年期存款利率加权平均得到，权重是该利率在该年实行的月数占12个月的比重，数据来自中国人民银行。1990年-2001年少儿抚养比[WTBZ]CDP和老年抚养比ODR的数据取自《1990年以来中国常用人口数据集》，1989年的数据取自《1990年中国人口统计年鉴》，2002-2010年的数据取自《中国统计年鉴》。各省城镇化UR采用人口统计指标近似计算，数据来自《中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》，缺失省份数据根据赵群毅等[14]中表5推算得到，2010年的数据则由前五年的城镇化速度近似得到。
2 估计方法和结果
2.1 估计方法
考虑到我国居民可能受消费习惯的影响，当前消费水平与过去消费水平密切相关（消费惰性），我们将滞后被解释变量加入到模型中。为此采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。重要的是，GMM的优势还在于：①居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题；②当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。在式（2）中加入被解释变量的滞后项，就得到了本文最终的动态面板模型：
GMM估计包括一步（OneStep）和两步（TwoStep）的GMM。两步估计的权重矩阵依赖于估计参数且标准差存在向下偏倚，并没有带来多大的效率改善且估计量不可靠，一步估计量尽管效率有所下降但它是一致的，因而在经验应用中人们通常使用一步GMM估计[15]。理论上，一步系统广义矩估计（OneStep System GMM）利用了比一步差分广义矩估计（Onestep DifferenceGMM）更多的信息，前者可以解决后者不能解决的内生性和弱工具变量问题，因而前者比后者的估计结果更有效[16]。Blundell and Bond[17]利用蒙特卡罗模拟实验也证实，在有限样本下，系统GMM比差分GMM估计的偏差更小、效率也有所改进。因此，本文采取一步系统GMM估计方法。
2.2 实证结果及分析
首先，我们将CDR、ODR以及UR等人口统计方面的特征和制度变化因素当作外生变量。模型中的其他变量当作弱外生的或前定的，在我们选用“内部工具”时，这些弱外生或前定变量的滞后值作为它们自己的工具变量。本文使用的计量软件是Stata10.0，动态面板一步系统GMM估计的结果见表2。由于人均实际收入的对数[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP在任何时候都不显著，收入影响的是消费水平而不是消费率，我们在第四列中把[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP这一水平值从模型中去掉。表2显示，逐步加入人口年龄结构和城镇化率后，基本解释变量（GRPI、R）的系数值和显著性并未发生明显改变，加入城镇化率后UR也未对人口年龄结构的作用产生干扰，第四列加入其它控制变量后，基本解释变量和本文所注的3个人口环境变量的系数值也基本保持稳定，因而回归结果是可靠的模型的瓦尔德检验是显著的，GMM形式差分方程的工具变量选取的是因变量的滞后二三四阶和弱外生变量的滞后二三阶，水平方程的工具变量选取对应变量的一阶差分滞后。。 2.2.4 其它解释变量对居民消费率的影响
人均实际收入[WTBZ]ln [WTBX]RPGRP对居民消费率没有显著影响，因此，富人并不比穷人消费得更多，发达地区的居民消费率并不比其他地区更高；
人均实际收入增长率GRPI的系数显著为负，经济的高增长转化为了居民的高储蓄率，这与我国经济增长主要依靠投资拉动是分不开的，我国内需不足同前述居民保守的消费习惯，折射出我国社会保障体系不健全的现实；实际利率R与居民消费率呈负向关系。但由于我国在1989年-2010年的样本期间实际利率在零附近上下波动，因而总体而言实际利率的变动并不能解释居民消费率的下降；通胀率INF抑制居民消费率，但它也并非是造成我国居民消费率持续下降的原因；财政政策变量BGDP对居民消费的作用是显著为正的，只是影响不大，这或许是由于凯恩斯的财政需求管理政策存在政府支出的挤出效应，财政转移支付在增加居民消费的同时，却由于税收的增加反而降低了居民可支配收入，从而减少了居民消费。城乡收入差距URIR的缩小有利于提升居民消费率，边际消费倾向递减得到了体现，只是其系数并不显著。
3 结论与建议
基于1989-2010年29个省份的动态面板一步系统GMM估计表明：城镇化水平的提高能够推动居民消费率的上升，城镇化率每提高1%，居民消费率就会增加004%。城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域间接促进了居民消费水平的增加。目前我国城镇化对居民消费的影响系数还不够大，但预期随着未来城镇化进程的加快，其对社会总体消费的推动作用必将不断显现和增强；少儿抚养比对居民消费率的影响显著为正，而老年抚养比对居民消费率的影响显著为负，我国现实情况部分符合生命周期假说。由于样本期少儿抚养比是下降的，而老年抚养比是上升的，这样，改革开放以来，少儿抚养比的下降和老年抚养比的上升，均阻碍了我国居民消费率的提升，因而人口年龄结构变动是我国居民消费率下降的原因之一；中国居民谨慎的消费习惯是我国居民消费率下降的另一因素，长期以来自我实现的低消费率也折射出我国社会保障体系不健全的现实。总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构变量的负向作用所抵消，加之我国居民保守的消费习惯具有稳定性和持续性，这些都有助于解释我国居民消费率的持续下降。要提高我国居民消费率，改善居民消费环境和文化要比经济增长本身更加重要。基于此，笔者提出以下几点建议：
（1）放松人口流动限制，加快推进城镇化进程。城镇化是农村剩余人口转移的过程，也是生产方式、生活习惯等方面由农村向城镇转变的过程。为此，应鼓励农村剩余人口流向城市，以增强他们的消费能力和欲望。具体而言，应放松人口流动限制，减轻城乡户籍制度障碍。与此同时，应加强社会管理配套制度改革，保障非城市人口在城市的就业、住房、医疗等福利，使他们能消费、敢消费。这样形成的推动力和吸引力才会真正促使农村人口向城镇转移。
（2）在预期未来少儿抚养比下降幅度不大而人口老龄化会不断加深的人口环境下，一方面我们要注重孩子的质量，提升在少儿人才培养上的消费和支出，拉动消费，积累人力资本，为我国的可持续增长奠定基础；另一方面，应加大对老年人的保障力度，完善老年人的养老保障和医疗保险体系，解决他们的后顾之忧，同时发展与老年人相关的娱乐健康产业，使他们愿意消费、乐于消费。
（3）完善社会保障体系。我国居民保守的消费习惯和我国内需不足，本质上与我国社会保障体系不健全有着很大的关联，要改变我国的消费文化前提是完善社会保障体系。只有这样，才能从根本上提升居民的消费信心。为此，我们不仅要解决好城市人口的社会保障问题，还应重视和完善流动人口的社会保障制度。
（编辑：田 红）
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