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一、中國獨特的年齡—收入模式

（一）中國獨特的年齡—收入結(jié)構(gòu)周紹杰等人利用中國城鎮(zhèn)居民住戶調(diào)查數(shù)據(jù)對城市家庭的收入、消費以及儲蓄率進(jìn)行基于組群分析的實證研究。他們發(fā)現(xiàn)收入隨年齡的不斷增高而上升，也即年齡效應(yīng)曲線呈現(xiàn)出持續(xù)線型遞增的模式，即使在60歲以后即退休年齡后也是如此。此外，他們還發(fā)現(xiàn)年齡效應(yīng)曲線與年齡兩者幾乎呈現(xiàn)線型關(guān)系，其增長率大致為5．01％，也就是說，從平均意義上來說，家庭收入的平均增長率大約為5．01％。［12］這與對于發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的年齡—收入研究的實證結(jié)果是顯著不同的。阿塔納西奧等人（Atta－nasioetal）對英國1970—1986年44344個家庭的住戶消費調(diào)查（FES）數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析整理，發(fā)現(xiàn)在英國家庭的可支配收入和消費支出都與戶主年齡之間存在著倒U型的關(guān)系。［13］阿塔納西奧等人對美國十九世紀(jì)八十年代和九十年代初的消費調(diào)查（CEX）數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)在美國家庭可支配收入和消費支出與戶主年齡之間也呈現(xiàn)出駝峰型的關(guān)系，且無論是家庭可支配收入還是家庭消費支出都在45歲～55歲這一年齡階段達(dá)到峰值。［14］亞佩利等人（Jappellietal）對意大利的住戶收入和財富調(diào)查（SHIW）數(shù)據(jù)進(jìn)行的提取和整理，發(fā)現(xiàn)家庭可支配收入的年齡曲線和家庭消費支出的年齡曲線與戶主年齡在意大利也呈現(xiàn)出一個駝峰型形狀的關(guān)系，且家庭可支配收入和消費支出都是在45歲～50歲這一年齡階段達(dá)到峰值。［15］同樣，迪頓等人（Deatonetal）對中國臺灣地區(qū)1976年到1990年15年間的個人收入分配調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，研究結(jié)果表明家庭可支配收入及家庭消費支出的年齡曲線在中國臺灣依舊呈現(xiàn)出其在上述三國中的駝峰型關(guān)系。［16］我國獨特的年齡—收入模式不僅在現(xiàn)實中與英國、美國、意大利和中國臺灣等發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的年齡—收入模式不同，從理論上講，它也不符合經(jīng)典的消費理論的預(yù)測，例如莫迪利亞尼等人的生命周期假說對年齡—收入模式的預(yù)測。因而從某種意義上，本文認(rèn)為這種呈現(xiàn)出持續(xù)線型遞增的年齡曲線的模式是僅在中國且僅在現(xiàn)階段存在的一個獨特表現(xiàn)。從歷史演進(jìn)的角度來講，這種獨特的年齡—收入結(jié)構(gòu)應(yīng)該是我國處于經(jīng)濟(jì)體制快速轉(zhuǎn)型時期出現(xiàn)的特殊結(jié)構(gòu)，隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，市場經(jīng)濟(jì)體制的不斷完善，國家宏觀調(diào)控體系不斷健全，我國的年齡—收入模式勢必會從現(xiàn)階段的直線型轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國家或地區(qū)所普遍存在的駝峰型。因而，我們可以認(rèn)為我國現(xiàn)階段獨特的年齡—收入模式僅僅是一個過渡狀態(tài)下的模式，是一個短期呈現(xiàn)出的現(xiàn)象，而并非長期存在的情況。本文提供一個案例示意上述年齡—收入模式。郭某，系北京市某賓館客務(wù)部外幣兌換員，企業(yè)單位，事業(yè)編制。本文于2012年4月對郭某1999—2011年的年可支配收入進(jìn)行了住戶收入調(diào)查，其收入的對數(shù)值隨年份及年齡變化的情況見圖2。郭某的年可支配收入的對數(shù)值隨年齡變化雖伴隨有短期波動，但長期趨勢呈現(xiàn)出持續(xù)線性上升，進(jìn)一步佐證了上文提到的直線型年齡—收入模式。另外，本文還調(diào)查到與郭某同級別相同職稱2011年退休的職工的月工資為3849元（其中3499元屬北京市的社會補助，350元屬賓館的企業(yè)補助），容易計算他們的年可支配收入為46188元，高于郭某2011年的可支配收入38692．75元。這意味著郭某的工作是完全沒有激勵甚至是具有負(fù)激勵的，如果他選擇不工作而退休在家，他在2011年全年可以多掙6907．25元。如果將遠(yuǎn)期預(yù)期收益也考慮在內(nèi)，情況就變得更為微妙。郭某與其退休同事的工資發(fā)放方式采用不同體系，郭某的工資直接由賓館的經(jīng)營狀況決定，而其退休同事的工資則根據(jù)北京市的社會保障制度確定。本文經(jīng)調(diào)查發(fā)現(xiàn)郭某工資年均增長的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)慢于其退休同事工資年均增長速度。因而，無論是考慮郭某的近期收益還是遠(yuǎn)期預(yù)期收益，選擇現(xiàn)在退休在家都是郭某作為理性人的占優(yōu)策略。郭某面臨的收入制度是鼓勵其不去工作的，這就從根本上動搖了收入的激勵職能，產(chǎn)生了悖論，本文將其定義為“工資悖論”。發(fā)生在郭某身上的“工資悖論”在我國并非是一個特例，由于我國正處于社會經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的嘗試階段，很多體制還不甚完善，體制之間的發(fā)展不平衡甚至扭曲都是常見的。

（二）中國獨特年齡—收入結(jié)構(gòu)的成因我國獨特的年齡—收入結(jié)構(gòu)源于多種因素。首先，它源于我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展及社會勞動生產(chǎn)率的不斷提高。我國尚處于在科學(xué)技術(shù)方面快速趨同西方發(fā)達(dá)國家的階段，因而技術(shù)水平的進(jìn)步遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于發(fā)達(dá)國家和地區(qū)。隨著技術(shù)的進(jìn)步，工業(yè)化、信息化會逐步普及到各個產(chǎn)業(yè)和領(lǐng)域，會為社會勞動生產(chǎn)率的提高帶來質(zhì)的飛躍，而社會勞動生產(chǎn)率的提高也必然引起居民收入的不斷增加及居民生活水平的不斷完善。其次，它源于我國居民絕對收入增長緩慢且相對收入持續(xù)下降。改革開放以來，我國的居民收入確實呈現(xiàn)出了增長之勢，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入的年均實際增長率分別為7．37個百分點和7．43個百分點。然而，與人均GDP的增長率相比，以上兩個指標(biāo)分別低了1．4和1．34個百分點，也就是說改革開放以來居民絕對收入水平的增速低于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增速。［7］這源于一方面，根據(jù)莫迪利亞尼等人（Modiglianietal）的生命周期假說，由于我國正處于社會財富高速積累的階段，我國社會中的中青年們拿不到與其對經(jīng)濟(jì)做出貢獻(xiàn)相對應(yīng)的勞動報酬，因為他們的很大一部分收入已經(jīng)被用來進(jìn)行社會再生產(chǎn)了。［17］另一方面，在一個社會中居民的工資是由這個社會的自然失業(yè)率決定的，我國擁有豐富的勞動力資源，一些行業(yè)尤其是培訓(xùn)上崗較為容易的行業(yè)勞動力資源已經(jīng)過剩，這就導(dǎo)致了我國相對較高的自然失業(yè)率。我國的實際工資被壓低了。另外，由于我國勞動力市場的供過于求，在職人員尤其是一些從事簡單工種人員的邊際替代率很高，因而他們相對企業(yè)對于工資的談判能力很低，從而導(dǎo)致了他們的低工資水平。再次，它源于我國工資定價體制與社會保障體制發(fā)展的不平衡。由于經(jīng)濟(jì)體制改革正處于摸索階段，我國社會的工資定價體制和社會保障體制并不能很好地協(xié)調(diào)適應(yīng)，而這兩種體制的共同作用在一定程度上扭曲了我國社會收入的年齡曲線，更為具體地說，收入的年齡曲線的形狀決定于企業(yè)部門的工資定價和國家或地區(qū)的社會保障體制之間的博弈的結(jié)果。

二、中國年齡—收入模式對于消費率影響的理論分析

（一）經(jīng)驗分析本文將我國現(xiàn)階段出現(xiàn)的獨特的年齡—收入模式依據(jù)其收入隨年齡變化的函數(shù)圖像的形狀稱為折線型模式，并引入人口健康預(yù)期壽命的概念。假設(shè)我國居民從首次獲得收入到健康壽命終止，收入都呈現(xiàn)出直線型上升趨勢，從健康壽命終止到總壽命終止收入都呈現(xiàn)出直線型下降的趨勢。將英國、美國、意大利和中國臺灣等發(fā)達(dá)國家或地區(qū)普遍存在的年齡—收入模式統(tǒng)稱為駝峰型模式。1．從居民的消費行為方面分析。首先，由于我國老年人生活在計劃經(jīng)濟(jì)時期的時間相對較長，對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的風(fēng)險識別相對謹(jǐn)慎，因而老年人的預(yù)防性儲蓄動機高于對于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程有較強適應(yīng)能力的中青年。其次，很多老年人都具有長期物資匱乏的經(jīng)歷，如，程令國等人運用2002年中國家庭收入項目調(diào)查（CHIPS）數(shù)據(jù)，對對于家庭儲蓄行為的長期影響進(jìn)行了估計，發(fā)現(xiàn)那些早年經(jīng)歷過較嚴(yán)重饑荒影響的戶主家庭表現(xiàn)出更高的儲蓄傾向。［18］再次，由于我國的傳統(tǒng)文化及消費理念一直提倡節(jié)儉，且消費習(xí)慣的培養(yǎng)需要時間和過程，從而老年人相對更節(jié)儉。此外，老年人的消費行為也受到未來支出不確定性的影響，隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速轉(zhuǎn)型，醫(yī)療服務(wù)的企業(yè)化、市場化使看病、買藥的價格呈現(xiàn)出不斷上漲的態(tài)勢，老年人受其影響必定在現(xiàn)期選擇較為保守的消費。國外學(xué)者的一些研究也表明老年人具有相對較高的居民儲蓄率。博斯沃思等人（Bosworthetal）對于美國1982—1985年的消費支出調(diào)查（CEX）數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示55歲以上這一年齡階段人的平均儲蓄傾向高于55歲以下的平均儲蓄傾向。［19］明契克等人（Menchiketal）的計量研究結(jié)果也表明，遺贈動機下的儲蓄在65歲以前大約每年增加5％，而在65歲以后，這種動機下的儲蓄每年大約增加3．5％，遺贈儲蓄隨年齡增加是持續(xù)增長的。［20］另一方面，年輕人相對于中年人也具有較低的居民消費率。首先，我國快速的經(jīng)濟(jì)增長為年輕人賦予了更多可用來儲蓄的資源。其次，隨著我國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型，勞動力市場的自由化和競爭的激烈，年輕人并不像很多中年人那樣擁有“鐵飯碗”，合同制的聘用制度及企業(yè)化的管理方法都使年輕人承受著更大的收入不確定性，而源于計劃經(jīng)濟(jì)的福利制度的解體又使年輕人承受著更大的未來支出的不確定性。且這也源于很大一部分年輕人尚有還在工作的父母可以依靠，一些父母還會用自己的儲蓄為年輕人購置房、車等耐用消費品。另外，少兒和老年的撫養(yǎng)比對于居民消費行為的影響顯而易見，撫養(yǎng)兒童不僅有很多必需的日常開銷，還有教育經(jīng)費等。阿塔納西奧等人的研究證實孩子在人生中提早到來這一簡單的事件就足以使居民在早年的消費大大增加。［13］同樣的，扶養(yǎng)老人也有很多必要的開銷，除日常開銷外還有醫(yī)療費用等。由于中年人的少兒和老年的撫養(yǎng)比相對于年輕人和年老人更高，且還有很大比例的年輕人和年老人是處于被扶養(yǎng)或是“半被扶養(yǎng)”的狀態(tài)，因而中年人具有相對于年輕人和年老人更高的居民消費率。2．從信貸約束的角度分析。雖然不同年齡階段的居民具有不同的居民平均消費傾向，但是如果信貸消費市場是非常完善的，也就是說居民的消費不受資金流動性約束的限制，在這種情況下我國獨特的年齡—收入模式不會對居民消費率以及居民平均消費傾向產(chǎn)生任何影響，因為居民可以根據(jù)生命周期理論選擇消費的時間和數(shù)額來進(jìn)行自己一生的跨期效用最大化。信貸消費市場發(fā)展的不完善限制了人們通過借貸來進(jìn)行自身效用的跨期最大化。很多原因都導(dǎo)致了我國不完善的消費信貸行為。首先，信貸消費在我國作為一種全新的消費模式，消費者對其還缺乏安全感。其次，我國的消費信貸條件太過苛刻，這就導(dǎo)致很多偏好選擇信貸消費的人們無法進(jìn)行信貸消費。另外，我國廣泛存在著不均等的信貸消費機會，具體表現(xiàn)為不同年齡、職業(yè)、戶籍的人享有的信貸機會不均等。此外，信貸消費條件不公開、對貸款人的信用評價不科學(xué)、信貸消費產(chǎn)品經(jīng)營主體較為單一等因素也制約著我國消費信貸市場的發(fā)展與完善。由于我國現(xiàn)階段信貸消費市場的不完善，當(dāng)我國的折線型模式使年輕及中年人的即期收入無法滿足其消費需求時，他們無法從信貸消費市場借到資金來進(jìn)行跨期效用最大化，因此他們只能被迫降低其自身在這一階段的消費水平。而在我國的折線型模式下大部分老年人雖然擁有足夠的收入，但是源于預(yù)防性儲蓄動機、遺贈動機、消費慣性等因素，他們會更多地選擇儲蓄，而由于我國所存在的信貸約束，老年人的這部分儲蓄并不能有效地通過信貸消費市場來滿足年輕人及中年人的消費需求，因而這部分儲蓄就變成了無效損失。然而，在信貸消費市場發(fā)展程度相同的情況下，英美等發(fā)達(dá)國家或地區(qū)所普遍存在的駝峰型模式則在一定程度上緩解了這一問題。年輕及中年人的收入在駝峰型模式下比在折線型模式下高，因此在駝峰型模式下年輕及中年人受到對其消費需求的流動性制約較折線型模式下少。這與一些學(xué)者的觀點不謀而合，白重恩等人在2012年使用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查2002—2009年9省市的數(shù)據(jù)，利用養(yǎng)老保險繳費率和養(yǎng)老保險參與率的城市差別隨時間的變化，構(gòu)建家庭養(yǎng)老繳費的工具變量，發(fā)現(xiàn)盡管增加養(yǎng)老保險覆蓋率本身有助于刺激消費，在給定繳費前的收入水平和養(yǎng)老保險覆蓋狀態(tài)時，提高養(yǎng)老金繳費率會顯著抑制繳費家庭的消費，且養(yǎng)老保險繳費負(fù)擔(dān)對于總消費的影響主要也是負(fù)面的。［21］

（二）模型的設(shè)定本文將中國獨特的年齡—收入模式下的收入函數(shù)用折線型收入函數(shù)擬合，折線型用一次函數(shù)擬合，因此折線型模式下的收入函數(shù)滿足y＝ct和y＝cT′（見圖3），而英美等發(fā)達(dá)國家的年齡—收入模式下的收入函數(shù)用駝峰型收入函數(shù)擬合，駝峰型用二次函數(shù)擬合，因此駝峰型模式下的收入函數(shù)滿足y＝at2＋bt（見圖3），這里的收入y指的是居民可支配收入，也即是收入減去個人所得稅等稅收后的值。圖中的Y指的是收入的總量，t代表的是居民的年齡，此圖是以居民獲得第一筆收入的時刻作為起始時刻的，因而橫坐標(biāo)的0點并非是居民出生的時刻，而是居民首次獲得收入的時刻，而T代表的則是居民的壽命。根據(jù)上文的討論，居民在年輕時及年老時的邊際消費傾向都是較小的，周紹杰運用1988—2003年城市居民調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造合成面板數(shù)據(jù)檢驗了中國城市居民家庭的預(yù)防性行為，發(fā)現(xiàn)中國城市居民家庭具有較強的預(yù)防性儲蓄動機，且年老組群的預(yù)防性儲蓄動機相對較強。［22］周紹杰等人利用中國城鎮(zhèn)居民住戶調(diào)查數(shù)據(jù)對城市家庭的消費及儲蓄進(jìn)行基于組群分析的實證研究，發(fā)現(xiàn)年輕組群的儲蓄傾向也相對較高。［12］而在中年時由于受到撫養(yǎng)人數(shù)增加（少兒、老年人）等因素的影響，居民的邊際消費傾向顯著增加，因此居民的邊際消費傾向隨年齡變化的曲線呈現(xiàn)為駝峰型曲線，本文將其用二次函數(shù)擬合，也就是居民的邊際消費傾向隨年齡變化的函數(shù)滿足MPC＝αt2＋βt（見圖4）。同圖3，t代表的是居民的年齡，橫坐標(biāo)的0點是居民拿到第一筆工資的時刻，而T代表的則是居民的壽命。本文的建模依托兩個重要理論，卡羅爾等人（Carrolletal）等在傳統(tǒng)的CES效用函數(shù)中加入了比對因素，即人們的效用不僅來自自身消費。隨后，卡羅爾等人（Carrolletal）進(jìn)一步提出消費慣性理論，即消費者的消費習(xí)慣具有很強的慣性特點，消費者的消費需求主要由以前各期消費水平?jīng)Q定，與本期的貨幣收入和價格關(guān)系不顯著。［24］另一個則是人們的“短視性”理論，即由于我國的經(jīng)濟(jì)處于快速的轉(zhuǎn)型時期，人們難以對其未來的收入進(jìn)行有效的預(yù)期，因此我們可以認(rèn)為在短期內(nèi)年齡—收入模式的變化不會對邊際消費傾向隨年齡變化的圖像造成影響，也就是說，當(dāng)年齡—收入模式從折線型轉(zhuǎn)變?yōu)轳劮逍蜁r，本文假設(shè)邊際消費傾向隨年齡變化的圖像不發(fā)生變化。另外，由于本文研究的主要問題是不同年齡—收入模式對于居民邊際消費傾向及居民消費率的影響，為了排除收入總量變化對于研究結(jié)果的干擾及提升可比性，本文控制收入總量Y，假設(shè)其在折線型與駝峰型模式下均相等。

（三）對于模型的討論本文重點關(guān)注城鎮(zhèn)居民的消費，然而城鎮(zhèn)居民平均消費傾向這一指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)研究中卻不夠直觀，因而本文有必要將研究推進(jìn)到居民消費率。根據(jù)居民消費率的定義。根據(jù)基本的數(shù)學(xué)運算法則可以得出，在城鎮(zhèn)居民收入總量Y1以及農(nóng)村居民消費總量C2不變的情況下，式（9）中城鎮(zhèn)居民平均消費傾向APC1的增加會導(dǎo)致e的增加，也就是說我國獨特的年齡—收入模型不僅影響了我國居民的平均消費傾向，也影響了我國的居民消費率。由式（9）可知，我國獨特的年齡—收入模式對于居民消費率的影響方向與其對城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響方向相同，都是由健康預(yù)期壽命與總壽命的比值η決定，且式（9）也暗含年齡收入模式的影響強度對居民消費率并沒有其對城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響強度大。（四）模型的一個引申———人口老齡化問題由計劃生育政策引起的我國人口老齡化問題十分值得引起關(guān)注，我國的人口年齡結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)型并非像其他國家一樣，是自發(fā)進(jìn)行的，而是依靠計劃生育政策及對其的嚴(yán)格推廣執(zhí)行推動的，因此，我國的人口年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型更具有其獨特性和研究的必要性。

三、中國年齡—收入模式對于消費率影響的實證分析

（一）相關(guān)參數(shù)估計將式（3）進(jìn)行相應(yīng)的變換來進(jìn)行參數(shù)估計，兩邊同乘以收入總量Y，得到。在式（15）中，C是我國城鎮(zhèn)居民消費支出的總量。m是自發(fā)性消費。T是以居民第一次獲得收入為起始時刻的居民平均壽命，也就是居民壽命減去第一次獲得收入時的年齡的平均值。為了便于參數(shù)估計的進(jìn)行。按照中國統(tǒng)計年鑒對于城鎮(zhèn)居民按照收入等級進(jìn)行的分類，收入最低的在數(shù)量上占10％的家庭會被分到最低收入戶這一類別，對于歷年的自發(fā)性消費m，本文選用城鎮(zhèn)居民最低收入戶的家庭平均每人全年消費性支出來表示。城鎮(zhèn)居民消費支出的總量（C）即用中國統(tǒng)計年鑒中的城鎮(zhèn)居民消費總量表示。將歷年的數(shù)據(jù)代入式（15）中，分別進(jìn)行計算，結(jié)果如表1。本文已分別估計出了各年的參數(shù)k，下一步本文將已估計出的參數(shù)k代入在前文推導(dǎo)出的模型中以分析1995—2011年我國獨特的年齡—收入模式對我國的居民平均消費傾向以至居民消費率的影響。

（二）我國獨特的年齡—收入模式對居民消費率影響的定量測算將式（5）兩邊同除以APC∠，根據(jù)上文的假設(shè)及二次函數(shù)的基本性質(zhì)對其進(jìn)行化簡。根據(jù)式（16），將參數(shù)估計的數(shù)據(jù)及估計出的參數(shù)代入進(jìn)行計算，求得1995—2011年間我國獨特的年齡—收入模式對城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響，本文發(fā)現(xiàn)此影響集中在16％～17％，通過進(jìn)一步的分析，本文還發(fā)現(xiàn)這種影響呈現(xiàn)出一個逐年遞增的趨勢。1995—2011年，我國獨特的年齡—收入模式對城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響隨年份變化情況見圖6。從圖6中我們可以更為明顯地看出在1995—2011年間，我國獨特的年齡—收入模式對城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響隨年份推后呈現(xiàn)雖伴隨有短期波動但逐年遞增的長期趨勢。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒中的數(shù)據(jù)以及前面對于我國獨特年齡—收入模式對于城鎮(zhèn)居民平均消費傾向影響的定量測算，采用式（17）的運算方法，可以計算得出1995—2011年間，在其他條件和影響因素不變，居民收入總量也不變的情況下，僅是改變年齡—收入的結(jié)構(gòu)，具體來說，就是假設(shè)我國采用駝峰型年齡—收入模式，在這種假設(shè)情況下的居民消費率。繼而，我們就可以通過中國統(tǒng)計年鑒中的具體數(shù)據(jù)，先求得1995—2011年間我國實際的居民消費率，進(jìn)而求出我國獨特的年齡—收入模式對于我國居民消費率的影響。通過表2，我們可以較為明顯地看出1995—2011年間，歷年我國獨特的年齡—收入模式對居民消費率的影響大致在2個百分點～3個百分點，相比我國僅在40％左右的實際居民消費率，年齡—收入模式這一影響因素雖然還不能稱為決定性的影響因素，但也絕對是不可被忽視的。另外，從時間序列數(shù)據(jù)的角度考慮，我們發(fā)現(xiàn)1995—2011年間，我國獨特的年齡—收入模式對于居民消費率的影響雖伴隨有短期的波動，但長期的趨勢還是逐年上升的，從1995年的2．35％提高至2011年的2．85％，提高了0．5個百分點之多圖7更為直觀地繪出了1995—2011年間年齡—收入模式對于我國居民消費率的影響，我們認(rèn)為年齡—收入影響因素對于居民消費率的影響的較為顯著的趨勢性一方面是源于健康預(yù)期壽命與總壽命的比值的不斷升高，值得一提的是在未來這一趨勢還將繼續(xù)。清華大學(xué)國情研究中心的研究數(shù)據(jù)表明，2007年我國健康預(yù)期壽命與預(yù)期總壽命之間的比值為90．41％，而到2020年，這一比值將提高至92．21％，到2030年這一比值將進(jìn)一步提升至93．75％，也就是說年齡—收入模式對居民消費率的影響在未來有望進(jìn)一步擴(kuò)大。［26］另一方面，這種較為顯著的趨勢性也源于城鎮(zhèn)化，即城鎮(zhèn)居民消費支出占居民總消費支出的比重的不斷上升。中國統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)居民消費支出在總消費支出中的占比從1995年的60．3％逐年上升至2011年的77．3％，上升達(dá)17個百分點之多，而與之相應(yīng)的是農(nóng)村居民消費支出在總消費支出中的占比從1995年的39．7％逐年下降至2011年的22．7％。［7］在與其他影響居民消費率的因素的對比分析中，我們發(fā)現(xiàn)本文研究的年齡—收入影響因素與消費信貸這一影響因素對于居民消費率影響的百分比最為接近。施雯對同時期發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)信貸消費占其總消費的比重高達(dá)30％，按照這一指標(biāo)計算，我國的信貸消費占比如果可以達(dá)到發(fā)達(dá)國家的水平，可以使居民消費率提高約2．15個百分點。［27］這一指標(biāo)與本文研究的年齡—收入模式對于居民消費率的影響強度頗為相似。其實這兩個數(shù)據(jù)的趨同并非偶然現(xiàn)象，不論是年齡—收入模式因素還是消費信貸因素，對于居民消費率的提升都是通過滿足生命周期理論中人們跨期最大化其一生效用的需求來實現(xiàn)的，也就是說讓人們不受年齡階段的限制自由地消費。

四、結(jié)論

本文研究了我國存在的不同于英美等發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的獨特的折線型的年齡—收入結(jié)構(gòu)，運用數(shù)理模型的方法證明了我國的年齡—收入模式對于城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響方向為負(fù)，并進(jìn)一步推得這一模式也同時降低了我國的居民消費率。本文進(jìn)而定量測算了1995—2011年間我國獨特的年齡—收入模式對于城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響，發(fā)現(xiàn)這一模式對于城鎮(zhèn)居民平均消費傾向的影響大致為16％～17％，并呈現(xiàn)出伴隨有短期波動的逐年上升趨勢。本文進(jìn)而研究了我國獨特的年齡—收入模式對于居民消費率的影響，這一模式對于居民消費率的影響為2％～3％，雖伴隨有短期波動，但總體呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢。另外，本文還發(fā)現(xiàn)年齡—收入模式影響因素與消費信貸影響因素對于居民消費率的影響大致相同。獨特的年齡—收入模式是在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期呈現(xiàn)出的一種特有現(xiàn)象，中國未來會逐步改變現(xiàn)有的年齡—收入模式。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國的年齡—收入模式會逐漸趨同于發(fā)達(dá)國家的模式。這對于提高我國的居民消費率，扭轉(zhuǎn)其逐年下降的趨勢將是有效的。也就是說，這種由年齡—收入模式造成的消費率偏低的情況，未來會隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐漸減弱乃至消失。

作者：胡羽珊王亞華單位：美國波士頓學(xué)院經(jīng)濟(jì)系清華大學(xué)公共管理學(xué)院