王建志　任繼球　齊乾

摘要：文章將時(shí)間偏好內(nèi)生化，個(gè)人子女?dāng)?shù)量增加會(huì)加強(qiáng)個(gè)人對未來的耐心程度，增加對未來的時(shí)間偏好，而未來時(shí)間偏好的增加會(huì)降低個(gè)人的即期消費(fèi)，增加居民儲(chǔ)蓄。因此，子女?dāng)?shù)量會(huì)通過增加個(gè)人對未來的貼現(xiàn)進(jìn)而增加儲(chǔ)蓄、減少消費(fèi)。進(jìn)一步，采用2008年中國社會(huì)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(shí)了時(shí)間偏好的內(nèi)生性?？紤]到計(jì)劃生育制度之前的生育人群，目前正是我國社會(huì)中有較高收入的年齡群體和儲(chǔ)蓄主體，他們的低消費(fèi)高儲(chǔ)蓄傾向或許是整個(gè)社會(huì)高儲(chǔ)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(chǔ)蓄的狀況。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生時(shí)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(chǔ)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(chǔ)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(shí)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(huì)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(chǔ)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(chǔ)蓄人群的比重大，因此整體儲(chǔ)蓄率較高（Modigliani（2004）；Modigliani和Cao（2004））。Blanchard（2005）和Giavazzi（2010）指出，中國轉(zhuǎn)型時(shí)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(huì)保障相對滯后促使中國人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)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(gè)角度發(fā)現(xiàn)，中國的高儲(chǔ)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(chǔ)蓄率，這導(dǎo)致了中國的高儲(chǔ)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(shí)間偏好的視角，對中國居民低消費(fèi)率提出了一個(gè)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(shí)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(shí)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(shí)間偏好在人與人之間也會(huì)存在明顯的差異，并且這種時(shí)間偏好即個(gè)人的耐心程度是可以改變的。不同時(shí)間偏好的個(gè)人對本期消費(fèi)的選擇會(huì)有所差別，這樣的看法更貼合實(shí)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(yàn)證了內(nèi)生時(shí)間偏好的有效性和真實(shí)性。更進(jìn)一步，個(gè)體的時(shí)間偏好是與個(gè)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(shí)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(gè)新的解釋。這也是本文的特點(diǎn)，個(gè)人的子女個(gè)數(shù)會(huì)通過影響個(gè)人對未來的耐心程度增加個(gè)人對未來的時(shí)間貼現(xiàn)，從而減少即期消費(fèi)，增加儲(chǔ)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(shí)間偏好引入Diamond的世代交替（OLG）模型，并構(gòu)建時(shí)間偏好和子女?dāng)?shù)量的函數(shù)關(guān)系式，研究分析個(gè)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(shí)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(yàn)。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(shí)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(shí)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(huì)存在明顯的差異。因此，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家對時(shí)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(shí)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(shí)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(shí)間而變動(dòng)，貼現(xiàn)因子在人與人之間也會(huì)存在差異，貼現(xiàn)因子可能與財(cái)富、受教育程度等個(gè)人變量有關(guān)，個(gè)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(shí)間偏好的內(nèi)生性，并利用內(nèi)生時(shí)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(gè)人在今天對明天的耐心程度要遠(yuǎn)小于一段時(shí)間后對第二天的耐心程度，個(gè)人在今天會(huì)產(chǎn)生過度消費(fèi)。這預(yù)示著，個(gè)人可以通過改變時(shí)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(shí)間偏好進(jìn)行內(nèi)生化。首先，假定時(shí)間是離散的，每一個(gè)體生存兩期，假定時(shí)期t出生的個(gè)體的效用函數(shù)為：

u=u（c_t）+βu（C_t+1） （1）

其中，c_t表示個(gè)體在時(shí)期t的消費(fèi)，而_t+1表示個(gè)體在時(shí)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(shí)間偏好率。第t代個(gè)體的優(yōu)化問題為：

該式即為離散時(shí)間形式的拉姆齊條件。

接下來將時(shí)間偏好內(nèi)生化，并將內(nèi)生化的時(shí)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(gè)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(gè)人對未來耐心程度的資源，Becker和Mulligan（1997）認(rèn)為個(gè)人可以通過花費(fèi)時(shí)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(gè)遞增的凹函數(shù)。凡是能夠增加對未來想象的努力和時(shí)間均可用S來代替。例如個(gè)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(shí)，在預(yù)算約束下，理性個(gè)人會(huì)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(gè)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(chǔ)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(gè)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(shí)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(huì)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(shí)也會(huì)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(gè)人生命的延續(xù)，子女?dāng)?shù)量會(huì)增加父母對未來時(shí)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(gè)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(chǔ)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(gè)人的儲(chǔ)蓄隨著子女?dāng)?shù)量的增加而增加。這也表明，個(gè)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(gè)人儲(chǔ)蓄。因此我們可以得到以下假說：

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

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)、變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要采用CGSS（2008）的數(shù)據(jù)，即2008年中國社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)來源于中國國家社會(huì)科學(xué)基金資助的中國社會(huì)綜合調(diào)查（CGSS）項(xiàng)目。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系、香港科技大學(xué)社會(huì)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(gè)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(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)；⑥態(tài)度、意識；認(rèn)同與評價(jià)；⑦社會(huì)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(gè)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(chǔ)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(jì)。

（二）基準(zhǔn)模型

表2報(bào)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(gè)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(huì)顯著降低當(dāng)期家庭的消費(fèi)率。這也證實(shí)了我們之前的假說，即戶主子女?dāng)?shù)量會(huì)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(chǔ)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(jì)量回歸模型中，我們發(fā)現(xiàn)這一變量的加入并不會(huì)影響戶主子女?dāng)?shù)量對家庭消費(fèi)率的負(fù)作用。事實(shí)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(jì)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(shí)放入方程進(jìn)行計(jì)量估計(jì)。

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?yàn)槟行愿托?，他們通常要為將來?jì)劃，以備不時(shí)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?yàn)槭芙逃潭雀叩膽糁鞲嘈偶彝ピ趯砟軌蚍€(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(shí)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?yàn)橹袊M(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(gè)人消費(fèi)數(shù)據(jù)，另一方面是因?yàn)榧彝糁髟诩彝ブ芯哂幸欢ǖ臎Q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(bào)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(xiàng)，第（4）列在第（3）列基礎(chǔ)上去掉zinv變量，單看zinv*1/n交互項(xiàng)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(xiàng)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?yàn)樽优當(dāng)?shù)量和交互項(xiàng)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(xiàng)zinv*1/n，我們發(fā)現(xiàn)該交互項(xiàng)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(yàn)

本節(jié)我們采用三種方法對第四部分的實(shí)證分析結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一種方法是采用分位數(shù)回歸的方法檢驗(yàn)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(gè)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(jì)，如表4。

我們發(fā)現(xiàn)在各個(gè)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(yàn)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(yàn)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(shí)對中國農(nóng)村居民實(shí)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(gè)部分，其中包括家庭類型、家庭成員基本情況及勞動(dòng)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(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減，調(diào)整為2003年價(jià)格計(jì)算的實(shí)際收入。第二，在個(gè)人信息中，我們將個(gè)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(dòng)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(cuò)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(gè)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(jì)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(jì)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(jì)中我們?nèi)サ袅思彝ノ闯赡耆苏急?，這是為了防止這兩個(gè)變量產(chǎn)生共線性而使我們的估計(jì)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(yàn)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(yàn)證個(gè)人子女?dāng)?shù)量增加，會(huì)增加個(gè)人對未來的貼現(xiàn)，從而降低當(dāng)期消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄，以期未來使用。這是個(gè)人子女?dāng)?shù)量降低個(gè)人當(dāng)期消費(fèi)的作用機(jī)制，但需要指出的是，個(gè)人子女?dāng)?shù)量還會(huì)通過另外一種途徑降低當(dāng)期消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄，因?yàn)樽优當(dāng)?shù)量多的個(gè)人會(huì)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(chǔ)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(gè)人子女?dāng)?shù)量對消費(fèi)的影響是因?yàn)閮?nèi)生時(shí)間偏好，個(gè)人子女?dāng)?shù)量增加，會(huì)增加個(gè)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(gè)世紀(jì)80年的嚴(yán)格的計(jì)劃生育制度使得城鎮(zhèn)居民只有一到兩個(gè)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(gè)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(gè)年齡層的戶主的子女?dāng)?shù)量還會(huì)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(shí)間偏好機(jī)制所產(chǎn)生的作用。

表6分別報(bào)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(huì)對家庭消費(fèi)率產(chǎn)生負(fù)作用，這也驗(yàn)證了我們的假說，即戶主子女?dāng)?shù)量增加會(huì)通過內(nèi)生時(shí)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(chǔ)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(shí)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(gè)人子女?dāng)?shù)量較多，會(huì)增加個(gè)人對未來的貼現(xiàn)，重視未來時(shí)間消費(fèi)帶來的愉悅感，個(gè)人通過最大化生命周期的效用，會(huì)選擇降低即期消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄以增加對未來的消費(fèi)。這一發(fā)現(xiàn)證實(shí)了時(shí)間偏好并不是一成不變的，貼現(xiàn)因子可能隨著時(shí)間而變動(dòng)，在人與人之間也會(huì)存在差異，個(gè)人可以通過努力改變自己對未來的耐心程度，從而影響個(gè)人生命周期內(nèi)的消費(fèi)一儲(chǔ)蓄選擇。

子女?dāng)?shù)量通過內(nèi)生時(shí)間偏好對個(gè)人消費(fèi)一儲(chǔ)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(shí)證分析也證實(shí)了這種作用機(jī)制，這說明我們所證實(shí)的內(nèi)生時(shí)間偏好是普遍存在的，至少在中國，子女?dāng)?shù)量會(huì)通過改變個(gè)人的時(shí)間偏好改變個(gè)人的消費(fèi)決策。中國自上世紀(jì)80年代實(shí)行的計(jì)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(jì)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(shí)，這種通過子女?dāng)?shù)量影響內(nèi)生時(shí)間偏好進(jìn)而影響消費(fèi)的機(jī)制會(huì)發(fā)揮作用，使中國的消費(fèi)水平顯著增加，居民儲(chǔ)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(lì)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