王建志　任繼球　齊乾

摘要：文章將時間偏好內(nèi)生化，個人子女?dāng)?shù)量增加會加強(qiáng)個人對未來的耐心程度，增加對未來的時間偏好，而未來時間偏好的增加會降低個人的即期消費(fèi)，增加居民儲蓄。因此，子女?dāng)?shù)量會通過增加個人對未來的貼現(xiàn)進(jìn)而增加儲蓄、減少消費(fèi)。進(jìn)一步，采用2008年中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）研究發(fā)現(xiàn)戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的負(fù)作用，這也證實了時間偏好的內(nèi)生性。考慮到計劃生育制度之前的生育人群，目前正是我國社會中有較高收入的年齡群體和儲蓄主體，他們的低消費(fèi)高儲蓄傾向或許是整個社會高儲蓄率的重要原因。通過供給側(cè)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提升產(chǎn)品質(zhì)量，促進(jìn)改善性消費(fèi)或可有效解決該部分人群低消費(fèi)高儲蓄的狀況。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生時間偏好；子女?dāng)?shù)量；消費(fèi)

一、引言

近些年來，中國不平衡的低消費(fèi)一高儲蓄經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重影響了中國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。消費(fèi)一儲蓄的結(jié)構(gòu)矛盾使中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展愈發(fā)依賴出口和投資，而后金融危機(jī)時代，以美國為代表的西方發(fā)達(dá)國家開始重申再制造業(yè)化，這將大幅度削減中國的出口，另外過度依賴投資也會給經(jīng)濟(jì)體帶來種種不利影響。因此，擴(kuò)大國內(nèi)需求，特別是居民消費(fèi)需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變是近幾年來中國宏觀調(diào)控政策的重點(diǎn)，也得到了學(xué)術(shù)界的高度重視。

中國人為什么不喜歡消費(fèi)而偏愛儲蓄？學(xué)術(shù)界對此提出了種種解釋。生命周期理論框架下的“人口紅利說”認(rèn)為在我國目前較為年輕的人口結(jié)構(gòu)下，被撫養(yǎng)老年人比重小，儲蓄人群的比重大，因此整體儲蓄率較高（Modigliani（2004）；Modigliani和Cao（2004））。Blanchard（2005）和Giavazzi（2010）指出，中國轉(zhuǎn)型時期的各種制度變革，如失業(yè)、教育和醫(yī)療體制改革等帶來的不確定性增加以及社會保障相對滯后促使中國人的預(yù)防性儲蓄動機(jī)增強(qiáng)。持有相同或相近觀點(diǎn)的學(xué)者還有Chamon和Prasad（2008）、Chamon et al.（2010）、何立新等（2008）、楊汝岱等（2009）。Wei和Zhang（2009）從另外一個角度發(fā)現(xiàn)，中國的高儲蓄率問題應(yīng)該歸結(jié)于中國不斷上升的性別比，中國居民為了提高孩子的婚姻吸引度，而競相的提高家庭儲蓄率，這導(dǎo)致了中國的高儲蓄率。但學(xué)術(shù)界對這些解釋看法不一，并沒有形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。

與已有文獻(xiàn)不同，本文從內(nèi)生時間偏好的視角，對中國居民低消費(fèi)率提出了一個新的解釋。在傳統(tǒng)的效用貼現(xiàn)模型中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家如：Ramsey（1928）和Samuelson（1937）一般假定貼現(xiàn)因子是外生給定的，簡單地假定其不隨時間而改變。這種貼現(xiàn)因子表現(xiàn)了人們對未來的耐心程度，貼現(xiàn)因子不變就意味著人們對未來的耐心程度是不變的。但是，Uzawa（1968），Becker和Mulligan（1997）以及Laibson（1997）在他們的文章中提出了內(nèi)生時間偏好，他們認(rèn)為人們在今天對明天和人們處于明天對后天的耐心程度不是一致的，時間偏好在人與人之間也會存在明顯的差異，并且這種時間偏好即個人的耐心程度是可以改變的。不同時間偏好的個人對本期消費(fèi)的選擇會有所差別，這樣的看法更貼合實際情況。葉德珠等（2012）利用雙曲線貼現(xiàn)（Hyperbolic discounting）模型解釋了消費(fèi)文化差異和認(rèn)知偏差對消費(fèi)行為偏差的影響，驗證了內(nèi)生時間偏好的有效性和真實性。更進(jìn)一步，個體的時間偏好是與個體的自身變量相關(guān)聯(lián)的（Becker和Mulligan（1997））。與已有文獻(xiàn)不同，本文試圖從內(nèi)生時間偏好和家庭子女?dāng)?shù)量的視角，對中國居民低消費(fèi)率提出了一個新的解釋。這也是本文的特點(diǎn)，個人的子女個數(shù)會通過影響個人對未來的耐心程度增加個人對未來的時間貼現(xiàn)，從而減少即期消費(fèi)，增加儲蓄。

本文下面的結(jié)構(gòu)安排為：在本文第二部分，我們將內(nèi)生時間偏好引入Diamond的世代交替（OLG）模型，并構(gòu)建時間偏好和子女?dāng)?shù)量的函數(shù)關(guān)系式，研究分析個人和家庭的消費(fèi)和子女?dāng)?shù)量之間的關(guān)系。第三部分利用CGSS（2008）數(shù)據(jù)實證分析戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響。第四部分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。最后一部分為總結(jié)和討論。

二、理論模型和假設(shè)

自從1937年Samuelson給出貼現(xiàn)效用模型以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家對貼現(xiàn)效用模型的討論大多都是假定時間偏好貼現(xiàn)因子是外生給定的。貼現(xiàn)因子表現(xiàn)了人們對未來的耐心程度，時間偏好的外生性也就表明：人們在今天對明天和人們處于明天對后天的耐心程度是一致的。然而這種耐心程度，很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家看來并不是一成不變的，人與人之間也會存在明顯的差異。因此，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家對時間偏好的外生性提出了質(zhì)疑。Uzawa（1968）給出了內(nèi)生貼現(xiàn)因子模型，在模型中，他假設(shè)貼現(xiàn)因子是人們消費(fèi)水平效用的函數(shù)，而且假設(shè)現(xiàn)在消費(fèi)的效用越高，人們對將來的耐心程度越低，這樣，人們越希望今天消費(fèi)。Becker和Mulligan（1997）提出了貼現(xiàn)因子的另外一種理論，認(rèn)為人們對于將來的耐心程度是可以改變的，但是人們要改變這種對將來的耐心程度必須花費(fèi)一定的開支，這樣人們可以通過消費(fèi)和對將來的耐心程度的改變來提高自己的貼現(xiàn)的效用和。Laibson（1997）給出了雙曲貼現(xiàn)因子（Hyperbolic discounting），他認(rèn)為人們在今天對明天的關(guān)心程度和第100天對第101天的關(guān)心程度是不一致的?？偨Y(jié)起來，Samuelson（1937）假定的時間偏好貼現(xiàn)因子的外生性是可疑的，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家都同意時間偏好內(nèi)生性的觀點(diǎn)，即貼現(xiàn)因子并不是一成不變的，它可能隨著時間而變動，貼現(xiàn)因子在人與人之間也會存在差異，貼現(xiàn)因子可能與財富、受教育程度等個人變量有關(guān)，個人可以通過努力改變自己對未來的耐心程度。

經(jīng)濟(jì)學(xué)家逐漸開始認(rèn)同時間偏好的內(nèi)生性，并利用內(nèi)生時間偏好修改以前的經(jīng)典理論模型，例如，Barro（1999）將新古典經(jīng)濟(jì)增長模型引入可變的貼現(xiàn)因子，創(chuàng)造性地將雙曲貼現(xiàn)因子引入Ramsey模型，他發(fā)現(xiàn)，由于個人在今天對明天的耐心程度要遠(yuǎn)小于一段時間后對第二天的耐心程度，個人在今天會產(chǎn)生過度消費(fèi)。這預(yù)示著，個人可以通過改變時間偏好，從而改變均衡的消費(fèi)路徑。

本文對Diamond的世代交替（OLG）模型中的外生時間偏好進(jìn)行內(nèi)生化。首先，假定時間是離散的，每一個體生存兩期，假定時期t出生的個體的效用函數(shù)為：

u=u（c_t）+βu（C_t+1） （1）

其中，c_t表示個體在時期t的消費(fèi)，而_t+1表示個體在時期t+1的消費(fèi)。函數(shù)u（·）為單調(diào)遞增的凹函數(shù)。需要注意的是，β=1/（1+ρ）在其中表示貼現(xiàn)因子，ρ≥0是主觀的時間偏好率。第t代個體的優(yōu)化問題為：

該式即為離散時間形式的拉姆齊條件。

接下來將時間偏好內(nèi)生化，并將內(nèi)生化的時間貼現(xiàn)因子納入Diamond的世代交替（OLG）模型。

Becker和Mulligan（1997）提出了一個兩階段總效用函數(shù)：

V=f₀（C₀）+β（S）*f₁（C₁） （4）

其中，c₀和c₁分別是現(xiàn)在和未來的消費(fèi)水平，f₀（·）和f₁（·）描述了現(xiàn)在和未來的效用函數(shù)，未來的效用可以用口（S）來折現(xiàn)。S表示用來增加個人對未來耐心程度的資源，Becker和Mulligan（1997）認(rèn)為個人可以通過花費(fèi)時間和努力來想象未來以使未來并不遙遠(yuǎn)，增加總效應(yīng)函數(shù)中未來的權(quán)重β。他們假設(shè)：

β（S）>0，β'（S）≥0，β''（S）≤o （5）

即β（S）是一個遞增的凹函數(shù)。凡是能夠增加對未來想象的努力和時間均可用S來代替。例如個人通過接受教育、學(xué)習(xí)歷史和其他的學(xué)科可以增加對未來的想象。從式（4）來看，當(dāng)S增加導(dǎo)致β（S）增加時，在預(yù)算約束下，理性個人會減少當(dāng)期消費(fèi)以增加下期消費(fèi)。

Becker和Mulligan（1997）的模型說明了凡是能對S的投資，即使個人未來可及的資源投資均可以減少當(dāng)期消費(fèi)，增加當(dāng)期儲蓄?，F(xiàn)在我們來考慮一種特殊的投資S，即居民的子女?dāng)?shù)量。子女可以增加個人對未來的想象，使未來不再遙不可及。

居民子女?dāng)?shù)量可以通過以下途徑影響居民對未來的時間偏好，增加對未來的耐心程度：第一，父母在教育子女的過程中，會引導(dǎo)子女增加對未來的耐心程度，從而激發(fā)子女的學(xué)習(xí)熱情，但在此過程中，父母在與子女描述將來時也會想到將來的自己，從而也增加了自己對未來的偏好。第二，對多數(shù)人來說，子女是一個人生命的延續(xù)，子女?dāng)?shù)量會增加父母對未來時間預(yù)期的加長，從而增加對未來的耐心程度。

綜上所述，我們可以將貼現(xiàn)因子β內(nèi)生化為β（n），即β與個體的子女?dāng)?shù)量n有關(guān)，且β（n）為單調(diào)遞增的凹函數(shù)，則由式（1）可得：

我們可以利用上式來考察子女?dāng)?shù)量對儲蓄的影響。為此，由上式可得：

由u（·）和β（n）函數(shù)的單調(diào)遞增凹函數(shù)的性質(zhì)可知，該式符號為正，即個人的儲蓄隨著子女?dāng)?shù)量的增加而增加。這也表明，個體子女?dāng)?shù)量增多，可以通過使本人對未來更加耐心，增加對未來的貼現(xiàn)而增加個人儲蓄。因此我們可以得到以下假說：

個人子女?dāng)?shù)量增加會通過增加對未來的耐心程度，而增加個人的當(dāng)期儲蓄，從而使個體本期消費(fèi)減少。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)、變量說明和描述性統(tǒng)計

本文主要采用CGSS（2008）的數(shù)據(jù)，即2008年中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)來源于中國國家社會科學(xué)基金資助的中國社會綜合調(diào)查（CGSS）項目。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會學(xué)系、香港科技大學(xué)社會科學(xué)部執(zhí)行。該數(shù)據(jù)由城市問卷、農(nóng)村問卷和家庭問卷三部分構(gòu)成，CGSS（2008）問卷的主要模塊有：①個人基本情況；②家庭基本情況；③教育及工作；④性格與態(tài)度；⑤社會經(jīng)濟(jì)活動；⑥態(tài)度、意識；認(rèn)同與評價；⑦社會交往與求職。本文中我們利用了CGSS（2008）數(shù)據(jù)的各種家庭信息，包括家庭收入、家庭成員基本信息等。

本文的因變量主要采用家庭在過去一年（2007年）的消費(fèi)率（conrate）。CGSS（2008）調(diào)查了受訪者家庭在過去一年的家庭收入（income）和過去一年每月的生活消費(fèi)支出（c_month），則conrate=12×c_month/income。

本文主要的自變量為家庭子女?dāng)?shù)量（n_child）。CGSS（2008）直接給出被訪者的子女?dāng)?shù)量，我們可以直接采用這個變量。在模型中，我們還加入了其他控制變量。沈坤榮和謝勇（2012）利用CGSS（2006）數(shù)據(jù)研究了不確定性和儲蓄率的關(guān)系，由于我們采取的數(shù)據(jù)有很多相似之處，我們可以采用他們用過的控制變量。表1為相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計。

（二）基準(zhǔn)模型

表2報告了家庭消費(fèi)率conrate對家庭收入和人口特征以及戶主特征變量的回歸結(jié)果。需要說明的是，第（4）列的自變量與第（3）列的自變量完全相同，但第（4）列考慮到了各個地區(qū)之間的異方差，對異方差進(jìn)行了處理。后三列子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均為負(fù)，且均在不同水平下顯著。這說明，戶主的子女?dāng)?shù)量會顯著降低當(dāng)期家庭的消費(fèi)率。這也證實了我們之前的假說，即戶主子女?dāng)?shù)量會增加戶主在未來的貼現(xiàn)，進(jìn)而降低當(dāng)期消費(fèi)，以增加對未來的儲蓄。

考慮到戶主的子女?dāng)?shù)量和家庭未成年人數(shù)量之間的相關(guān)性問題，我們將家庭未成年人數(shù)量也放入我們的計量回歸模型中，我們發(fā)現(xiàn)這一變量的加入并不會影響戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的負(fù)作用。事實上，戶主子女?dāng)?shù)量和家庭未成年人數(shù)量的相關(guān)系數(shù)為0.22，為了估計家庭未成年人數(shù)量對家庭消費(fèi)的影響，我們可以將未成年人數(shù)量和戶主子女?dāng)?shù)量同時放入方程進(jìn)行計量估計。

我們再來看控制變量。我們發(fā)現(xiàn)：①家庭收入對數(shù)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明家庭收入越大，消費(fèi)率越低，這與以往的大多數(shù)文獻(xiàn)保持一致。②戶主性別變量系數(shù)為負(fù)，且在不同水平下顯著，這表明男性家庭的消費(fèi)率要遠(yuǎn)低于女性家庭。這可能是因為男性更耐心，他們通常要為將來計劃，以備不時之需。③戶主受教育程度越高，家庭消費(fèi)率越高，這可能是因為受教育程度高的戶主更相信家庭在將來能夠穩(wěn)定地取得高額收入。

（三）戶主在家庭的決策力度

我們考察研究戶主子女?dāng)?shù)量對消費(fèi)率的影響，但在實證分析中卻考察戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響，一方面是因為中國消費(fèi)一般是以家庭為單位，很難找到包含子女?dāng)?shù)量在內(nèi)的個人消費(fèi)數(shù)據(jù)，另一方面是因為家庭戶主在家庭中具有一定的決策自主權(quán)。因此，這一部分我們考察上述假說是否同樣適用于擁有一定消費(fèi)決策自主權(quán)的戶主。CGSS（2008）給出了家庭中分擔(dān)家庭生活費(fèi)用的人數(shù)（n），我們采用1/n來衡量戶主在家庭中的消費(fèi)自主決策權(quán)的程度。

表3前兩列報告了n<3和n<4的消費(fèi)率的回歸結(jié)果，第（3）列在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上在回歸中加入zinv1/n的交互項，第（4）列在第（3）列基礎(chǔ)上去掉zinv變量，單看zinv*1/n交互項對家庭消費(fèi)率的影響。我們發(fā)現(xiàn)：第一，前兩列，即在n%3和n%4的子樣本中，家庭消費(fèi)率對子女?dāng)?shù)量的回歸系數(shù)依然為負(fù)，且均在0.1水平下顯著。第二，第（3）列中子女?dāng)?shù)量系數(shù)依然為負(fù)，且交互項zinv*1/n系數(shù)也為負(fù)，但兩者的系數(shù)并不顯著，這可能是因為子女?dāng)?shù)量和交互項的相關(guān)性造成的共線性引起的。第三，我們在第（4）列只放入交互項zinv*1/n，我們發(fā)現(xiàn)該交互項系數(shù)為負(fù)，且在O.1水平下顯著。這表明戶主子女?dāng)?shù)量越多，戶主在家庭中的消費(fèi)決策自主權(quán)越大，家庭消費(fèi)率越低。綜上所述，我們可以相信，在戶主具有消費(fèi)自主決策權(quán)的家庭中，戶主的子女?dāng)?shù)量對家庭的消費(fèi)率具有顯著負(fù)作用，這與我們的假說是一致的。

四、穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)我們采用三種方法對第四部分的實證分析結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：第一種方法是采用分位數(shù)回歸的方法檢驗不同消費(fèi)率水平的家庭，戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響；第二種方法是我們采用農(nóng)業(yè)部固定觀測點(diǎn)2003年到2006年的數(shù)據(jù)（RCRE）檢測戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響；第三種方法是考察不同年齡層的戶主的子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響。

（一）分位數(shù)回歸

第四部分的OLS模型主要描述了自變量對因變量的均值影響，而分位數(shù)回歸能精確地描述自變量對因變量條件分布形狀的影響。顯然，如果我們的模型設(shè)定是正確的，那么戶主子女?dāng)?shù)量在每個分位數(shù)上都對其家庭消費(fèi)率具有負(fù)向影響，且消費(fèi)率越低的家庭，受戶主子女?dāng)?shù)量影響也越大。我們使用分位數(shù)回歸方程進(jìn)一步進(jìn)行估計，如表4。

我們發(fā)現(xiàn)在各個分位數(shù)回歸結(jié)果中，戶主子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均為負(fù)（除q=0.9以外），且從q=0.1到q=0.7，戶主子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均在不同程度下顯著。另外，消費(fèi)率越低的家庭，戶主子女?dāng)?shù)量的系數(shù)的絕對值越大，這也驗證了消費(fèi)率越低的家庭，受戶主子女?dāng)?shù)量影響也越大。

（二）中國農(nóng)村居民子女?dāng)?shù)量對消費(fèi)率的影響

CGSS（2008）的被訪者大多都是城鎮(zhèn)居民，我們驗證了城鎮(zhèn)居民子女?dāng)?shù)量對其消費(fèi)率的影響，但并不能說明我們的假說同時對中國農(nóng)村居民實用。因此，在本部分，我們采用農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)2003年到2006年的大樣本面板數(shù)據(jù)考察農(nóng)村居民子女?dāng)?shù)量對消費(fèi)率的影響。該數(shù)據(jù)包括2003年到2006年對中國各省眾多農(nóng)村家庭各種經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的全面調(diào)查信息。RCRE數(shù)據(jù)庫分為八個部分，其中包括家庭類型、家庭成員基本情況及勞動和收入信息、土地情況、產(chǎn)出投入信息、固定資產(chǎn)和家庭全年收支等。另外，數(shù)據(jù)庫中有包含調(diào)查農(nóng)戶所在村的基本信息。本文的研究涉及到村基本信息變量、家庭類型、家庭成員務(wù)工信息和家庭收入信息四部分。

我們對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的初步處理。首先，對于涉及到收入的信息，我們都用各省農(nóng)村消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行了平減，調(diào)整為2003年價格計算的實際收入。第二，在個人信息中，我們將個人信息整合成家庭人口特征信息。第三，我們刪除了數(shù)據(jù)庫中的異常值，這些異常值包括：超大型家庭，即家庭勞動力數(shù)量或未成年人數(shù)量多于20；戶主年齡小于16歲；部分變量缺失的樣本；還有少量明顯數(shù)據(jù)錯誤而又難以修正的樣本也被刪除，比如最高教育年限大于22年的樣本家庭。我們最后共得到了2003-2006年共五萬多個家庭的樣本數(shù)據(jù)。

RCRE的大樣本面板數(shù)據(jù)屬性使我們可以采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型檢查子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響。前兩列分別用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計了家庭未成年人占比（junior_rate）和戶主子女?dāng)?shù)量（N_child）對家庭消費(fèi)率的影響，我們發(fā)現(xiàn)戶主子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均為負(fù)，且均在0.01水平下顯著。后兩列我們分別用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計了戶主子女?dāng)?shù)量（N_child）對家庭消費(fèi)率的影響，與前兩列的區(qū)別是在估計中我們?nèi)サ袅思彝ノ闯赡耆苏急?，這是為了防止這兩個變量產(chǎn)生共線性而使我們的估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，無論是納入家庭未成年人占比還是不納入，戶主子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均為負(fù)，且均在不同水平下顯著，這也驗證了我們前面的假說。

（三）老年戶主家庭子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響

本文是為了驗證個人子女?dāng)?shù)量增加，會增加個人對未來的貼現(xiàn)，從而降低當(dāng)期消費(fèi)，增加儲蓄，以期未來使用。這是個人子女?dāng)?shù)量降低個人當(dāng)期消費(fèi)的作用機(jī)制，但需要指出的是，個人子女?dāng)?shù)量還會通過另外一種途徑降低當(dāng)期消費(fèi)，增加儲蓄，因為子女?dāng)?shù)量多的個人會預(yù)期到未來對孩子教育和結(jié)婚的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而在即期就開始削減家庭消費(fèi)支出，增加家庭儲蓄，以滿足孩子將來的教育和婚姻支出。如果我們不能排除這種作用機(jī)制，就不能說明個人子女?dāng)?shù)量對消費(fèi)的影響是因為內(nèi)生時間偏好，個人子女?dāng)?shù)量增加，會增加個人對未來的貼現(xiàn)。在本部分，我們考慮老年戶主家庭的子樣本，研究戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的影響。始于上個世紀(jì)80年的嚴(yán)格的計劃生育制度使得城鎮(zhèn)居民只有一到兩個孩子，一般來說父母年齡在40歲左右，子女大致完成教育，甚至也開始組建家庭，在這個年齡的父母不再需要考慮未來孩子的教育和結(jié)婚所帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，如果這個年齡層的戶主的子女?dāng)?shù)量還會對家庭消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)作用，我們可以將其歸結(jié)為內(nèi)生時間偏好機(jī)制所產(chǎn)生的作用。

表6分別報告了戶主年齡在40、45、50和55歲以上家庭消費(fèi)率對戶主子女?dāng)?shù)量的回歸。我們發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，并且戶主年齡在40和45歲以上的樣本中，子女?dāng)?shù)量的系數(shù)在0.1水平下顯著。而戶主年齡在50和55歲以上的樣本中，子女?dāng)?shù)量系數(shù)的t值分別為-1.61和-1.02。綜上所述，老年人戶主家庭中戶主的子女?dāng)?shù)量依然會對家庭消費(fèi)率產(chǎn)生負(fù)作用，這也驗證了我們的假說，即戶主子女?dāng)?shù)量增加會通過內(nèi)生時間偏好增加戶主對未來的貼現(xiàn)，從而降低即期消費(fèi)，增加儲蓄以增加對未來的消費(fèi)。

五、結(jié)論與討論

我們的研究證實家庭的消費(fèi)行為與戶主子女?dāng)?shù)量存在密切的相關(guān)關(guān)系，在其他情況相同的情況下，戶主子女?dāng)?shù)量較多的家庭傾向于選擇較低的消費(fèi)水平，表現(xiàn)出一種“節(jié)約欲”。其原因在于，個人子女?dāng)?shù)量較多，會增加個人對未來的貼現(xiàn)，重視未來時間消費(fèi)帶來的愉悅感，個人通過最大化生命周期的效用，會選擇降低即期消費(fèi)，增加儲蓄以增加對未來的消費(fèi)。這一發(fā)現(xiàn)證實了時間偏好并不是一成不變的，貼現(xiàn)因子可能隨著時間而變動，在人與人之間也會存在差異，個人可以通過努力改變自己對未來的耐心程度，從而影響個人生命周期內(nèi)的消費(fèi)一儲蓄選擇。

子女?dāng)?shù)量通過內(nèi)生時間偏好對個人消費(fèi)一儲蓄行為的影響并不僅僅局限于城鎮(zhèn)居民，利用中國農(nóng)村數(shù)據(jù)的實證分析也證實了這種作用機(jī)制，這說明我們所證實的內(nèi)生時間偏好是普遍存在的，至少在中國，子女?dāng)?shù)量會通過改變個人的時間偏好改變個人的消費(fèi)決策。中國自上世紀(jì)80年代實行的計劃生育政策大幅度減少了中國居民子女的數(shù)量。在中國45歲以下的居民基本上嚴(yán)格執(zhí)行了計劃生育政策，這些居民的子女?dāng)?shù)量大幅減少。通過對CGSS（2008）的數(shù)據(jù)分析我們發(fā)現(xiàn)，45歲以下居民的平均子女?dāng)?shù)量為1.06，而45歲以上居民的平均子女?dāng)?shù)量為2.28。當(dāng)這些平均子女?dāng)?shù)量為1左右的居民成為中國的消費(fèi)主體時，這種通過子女?dāng)?shù)量影響內(nèi)生時間偏好進(jìn)而影響消費(fèi)的機(jī)制會發(fā)揮作用，使中國的消費(fèi)水平顯著增加，居民儲蓄率也將逐步降低。另一方面，通過經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，依靠技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)效率的提升來提高國民經(jīng)濟(jì)的供給能力，激勵生產(chǎn)企業(yè)調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、提升產(chǎn)品質(zhì)量，為45歲以上居民提供更多的改善型消費(fèi)選擇，從而提高居民的整體消費(fèi)。

責(zé)任編輯 汪曉清