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消费和人口年龄结构
索尔维格·埃兰森 朗纳·尼曼
收到稿件的日期：2004年11月29日
录用稿件的日期：2006年5月12日
网络出版日期：2006年9月16日 施普林格出版社2006
摘要：本文分析了人口消费对人口年龄分布变化的影响。经济理论预测年龄影响个人的储蓄和消费行为。尽管如此，年龄结构的影响很少受经验消费函数的控制。我们的研究结果这两者之间的联系。通过分析挪威的季度时间序列数据，我们发现，人口的年龄分布的变化有显着的生命周期一致的总消费的影响。此外，年龄结构的影响，控制稳定的消费函数的参数和实际利率的影响显著。
关键词：消费 人口学 共整合现象
1、引言
经济学中的一个关键问题是人口年龄结构的变化是否影响宏观经济变量，如总消费和储蓄率。经济理论表明，影响可能是巨大的。
例如，莫迪利亚尼和他的合作者的生命周期模型预测，显示个人的消费和储蓄行为是他们年龄的函数，一个人年轻时借，中年时储蓄，老年时使用（见莫迪利亚尼和布伦伯格1954，安多和莫迪利亚尼1963）。综合而言，随着时间的推移，年龄分布的变化，因此可以诱导一个国家的私人储蓄率的变化。
储蓄率和人口之间的联系，重点是老年人负储蓄，已经在广泛的在文献中得到实证。然而，没有对年龄分布的变化达到共识的，无论是它的方向，还是它的大小。从小部分来看，差异源于使用不同类型的数据和方法。
例如，有一种研究趋势是基于宏观经济总量数据报告显著和经常数值重要的年龄结构消费与储蓄的影响。因此，这些研究通常证实预测的生命周期模型，发现储蓄减少或聚集人口增加时，老年人的消费增加。其中阿特菲尔德·卡农（2003），希金斯（1998）、郝瑞卡（1997），和马松（1996）等。费尔和多明戈斯（1991）特别发现，黄金年龄相对于美国上其他年龄组的人，他们消费的收入相对较少。然而，他们没有发现生命周期一致的影响总的个人储蓄率。另一方面，使用家庭调查数据的研究往往找不到或只有适度影响储蓄的年龄分布的变化人口，例如，帕克（1999）和博斯沃思（1991）等。
宏观与微观的差异有几种解释年龄效应重要性的证据。韦尔（1994）表明，如果相互作用代际之间，如遗产是重要的，人们不会指望估计从两种类型的研究是相同的。英里（1999）等等表明，部分差异是由于家庭调查研究的事实经常使用储蓄率高估了养老金资产的价值。此外，迪顿和帕克森（2000）强调家庭调查数据可能会受到样本选择的偏见，因为这些都是基于家庭而不是个人。当考虑到后两个基于英国农户调查的数据储蓄年龄分布估计的参数时，戴莫瑞和达克（2001）得出储蓄年龄这种更符合生命周期的模型。在本文中，我们测试挪威的年龄结构对总消费量的影响，估计消费函数，考虑变化人口年龄分布。该模型估计季度时间在第1968（3）- 2004（4）期间的系列数据。动机是双重的。首先，它是重要的是调查变化的年龄分布的影响挪威消费。与许多其他发达国家一样，挪威经历了低出生率，在世界大战期间，在二战后几十年迎来了第一个婴儿潮。小孩子出生在战争年，目前处于退休阶段，而婴儿潮一代正在转向中年。如果生命周期储蓄行为适用，持续变化的年龄分布将因此给挪威的消费下降压力。因此，如果谈及年龄结构对总消费的影响，可以肯定从经验上看，这将是双方的中期活动控制和私人储蓄与财富的长期分析。沃森（2004）使用高品质的微数据，发现在挪威家庭储蓄率年龄的影响，队列效应较弱。这表明，年龄结构可能是一个基本结构方面的总消费，我们在本文中追求这样的可能性。
本文第二个动力在于设法对相关的人口变化的后果进行建模。人口变化的震级分配是结构变化的一个例子，它可能推翻现有的宏观经济关系，导致预测失败。然而，它也可以帮助获取新的知识，在某些情况下，可以容纳现有模型的修正和扩展。因此，结构的影响变化并不总是破坏性的。从这个角度来看，本文调查在现有消费函数中可能存在年龄结构。现任的模型，通过布罗丁和尼曼（1992）指定的，建立在私人消费、收入与财富之间的协整关系因果结构，在超过15年的时间内是稳定的（参见艾德密等人2002作分析）。由于理论和实证的宏观研究表明，变化在年龄结构可以影响总消费，因此应测试人口年龄结构的变化是否是一个遗漏变量消费函数。可能影响消费的另一个变量长期的变化是实际利率。因此，我们还测试是否真正的影响因素中应包括消费函数中的费率。
要预览我们的主要发现，我们发现挪威总消费的年龄结构效应的影响显著，相关数值与生命周期模型一致；当中年的人口比例增加，消费下降，其他事物也相同变化。本文认为一个重要的结果是，消费函数的其它参数越来越稳定时，我们要控制年龄结构的影响。此外，控制变化的年龄结构的影响揭示了影响总消费利率的真正的显著变化。
虽然控制年龄结构效应的知识理论在一个消费功能明确，没有明确的经营路线。在文献中已经提出了年龄结构变化的操作定义的不同候选人，在第2节中，我们激励我们的首选措施。第3节解释了年龄结构变量，以及实际利率变量，代表挪威现有消费功能的扩展。第4节介绍了长期消费函数的计量经济学证据，其中包括年龄结构变量，并得出相应的误差校正模型。 第5节总结。
2年龄结构对消费的影响
在实证文献中使用不同的方法用于测试的年龄结构对总消费的影响。生命周期模型表明边际消费倾向（MPC）在个人的喜好、需要和收入随生命周期变化而变化。在此基础上，人们会想估计总消费、收入和收入之间的经验关系财富，MPC允许随着个人年龄的变化测试年龄结构效应。然而，宏观经济个体年龄组数据变量很少可用，因此，当使用这种类型的数据通常是不能为年龄敏感的MPCs试验。因此，它更常见的经验宏年龄结构对平均消费倾向影响的研究。这通常包括在回归模型中包含一个或多个年龄结构变量。如果变量（或）与零显著不同，则人口年龄结构的变化被发现有影响聚集消费。
在年龄结构变量，“依赖比率”，定义为儿童和退休人员的年龄，往往用于代表年龄结构的变化莱福（1969），马松（1996）等人是在那些使用这个变量。在本文中，我们使用年龄结构稍有不同的变量，即“主要储蓄者”年龄组的成人人口的其余部分，由麦克米伦和贝斯（1990）为不同的目的，即确定年龄结构的影响美国实际利率、收入、通货膨胀与失业。
类似的“抚养比”，我们的年龄结构变量是一个可操作的生命周期节约措施。正如麦克米伦说的，贝斯（1990），比“老年人的原始储蓄者”可能是成年人群的一部分比“依赖比”的生命周期理想的近似。“总理储蓄者被认为是中年人，并且有相对高的收入同一时间，因为他们的家庭规模小，因此，他们的需求较小比他们年轻的时候，他们很容易开始储蓄，以确保质量退休后生活。中年人可能因此有一个较低年轻人和老年人的消费倾向。
在易兰森结果（2003）表明它是50至66岁年龄组—在成年人群中，平均年龄最小的消费倾向。这一发现与结果一致阿尔法卡农（2003）在英国的数据，耶费尔和多明戈斯（1991）谁报告美国数据的结果显示，最低倾向适用于年龄组年轻10至15岁。在此背景下，我们选择了表示50 -66岁的挪威人作为主要的储蓄者或中年，我们有以下年龄结构变量的计量
经济模型如下：
：
年龄在样本期1968（3）- 2004（4）的发展显示在图1。图显示挪威人口中的主要储蓄者份额从20世纪70年代中期一直持续到90年代初，年龄一直在增加，由于婴儿潮一代现在中年。鉴于预测，中年人比其他人储蓄更多人口、年龄预期进入消费函数具有负系数。
3扩大消费功能
直到20世纪80年代初，挪威的私人消费，根据共识的观点，很好地代表了（对数）线性模型之间的私人消费支出总额和实际可支配收入家庭部门。估计的调整速度很快，因此在年度数据静态关系良好。然而这改变了20世纪80年代初信贷自由化的后果消费相对于收入急剧上升。
图1年龄结构可变年龄超过1968（3）- 2004（4）
类似的发展发生在，例如，英国和其他北欧国家一样（见慕贝尔和美菲1990；1994和1990）来缪萨瑞伯格。现有经验消费功能随后崩溃。在挪威解释消费功能由包括家庭财富的广泛措施成功，然而，对于故障的事后会计（见布罗丁和尼曼 1992）。更详细的尼曼布罗丁和杰瑞（1992），基于季度数据从1968（1）- 1989（4），可以概括为四点：
1。协整：三个变量之间的对数线性关系（总私人消费），Y（实际可支配收入）和（净了家庭财富在真正的术语）
构成了一个协整关系。在等式中，下标表示时间段，beta;1和beta;2表示Y和W的协整参数分别。“附录”包含变量的详细定义和W.
2．弱外生性：收入和财富弱外生的协整参数。
3. 不变性：收入和财富的边际模型的估计显示结构断裂的证据。一个稳定条件模型的联合发生（消费函数）和不稳定的边际模型的空调变量的样本不变性的系数的证据条件模型和超外生条件变量（收入）财富）。不变性是由扬森和auml;特征后确认（1996）的人使用平滑过渡模型的另一种方法。
4。调整速度相对较快，既与财富重估有关收入的变化。
艾特尔海姆等人。（2002）表明该布罗丁和尼曼这些特点（1992）当消费函数为时，模型保持不变估计扩展样本1968（3）- 1998（4），消费，收入和财富被视为协整；后者的两个变量被认为是弱外生变量的协整参数的递归估计收入和财富的协整系数在样本上是稳定的期。此外，对均衡的调整速度仍然相对快，虽然稍低于博瑞定报道的，尼曼（1992）。
然而，在世纪之交，消费的表现对艾特尔海姆等功能。（2002）有点恶化。看到这一点，考虑表1显示在我们的估计公式的结果（2）在爱萨尔的样品等人（2002）以及延长样本的结果，在2004（4）。在这两种情况下，相同的估计方法在艾特尔海姆等人（2002）已被使用。
结果为1968（3）- 1998（4）样品来非常接近的结果他们桌子6。艾特尔海姆等人（2002）估计收入弹性是0:65和财富弹性是0:23。表中所示的小变化可以是归因于历史数据的修订（国民账户修订和收入系列的调整，参见第4条和“附录”。然而，这样本扩展到2004（4）显着影响估计系数，和为艾特尔海姆（2002）等人的弹性标准误差小于样品。这一发展的一种解释是，Eq.（2）包含了一个时代变量在常数项，这是未被发现的经验，因为样品使用至今已被收入趋势共线为主和财富。如图1所示，挪威人口的年龄组成已经表现出像一个趋势，在很大一部分的样品周期。这可以隐藏长期消费函数中的年龄组成效应，随着年龄结构的发展，使功能稳定收入或财富（或两者的线性组合）。
另一个可能影响消费的变量是长期利率。利率变动的收入效应已包括在布罗丁和尼曼（1992）消费函数通过收入变量。
表1两个子样本估计的长期消费函数
|
采样周期 |
估计长期消费函数 |
|
1968(3)–1998(4) |
log^Ct =0.68(0.03)log Yt 0.22(0.02)logWt |
|
1968(3)–2004(4) |
log^Ct =0.75(0.05)log Yt 0.15(0.03)logWt |
然而，利率变动也可能存在替代效应。实际利率的增加使得今天的消费相对于明天的消费，因此，消费预计将下降。从1984（1），税收实际利率变量，在RRT，计算公式为
RRt= RLBt(1-tau;t) -Delta;4 log CPIt (3)
在rlbt =平均名义利率对银行贷款，tau;T =边际所得家庭和Delta;4日志CPIT =改变年度消费者价格通胀率前1984者是设置为零，因为严格的信贷市场的限制防止利率变动对储蓄有显著影响。挪威信贷市场逐步从1984下调。
我们下一步试图建立一个扩展的消费函数，其中占年龄结构和实际利率变化的影响。由于注重人口统计学，我们选择表达扩展人均消费水平的消费函数，其中总消费，收入和财富变量除以成人人口，定义为那些20岁或以上。然而，让我们说，所获得的结果不
首先，我们假设年龄结构变量和实际利率是弱外生和测试的假设，以下关系构成一个协整关系：依靠任何实质性的方式对人均制定。
log ct=beta;1 log yt beta;2 log wt- beta;3AGEt- beta;4RRt Constant
beta;j gt; 0,j = 1, 2, 以及 beta;i ge;0，i= 3,4 (4)
小写字母表示相应的变量按成人平均条款（CTfrac14;CT = NT，NT等，哪里是20岁或以上的人口）在式（4）。
在扩展的采样周期，即从1999（1）- 2004（4），临时变化在挪威的税收制度导致了大量的股息支付给私人从1年到另一年的家庭。股利支付倾向很可能低于其他可支配收入来源，因此我们使用可调整股息的可支配收入系列。可支配收入系列调整为股息从1978（1）起。我们会有理想的调整可支配收入系列回到1968（3），但缺乏数据使这很难做到。然而，在20世纪70年代末期，股息支付很低，我们不相信这会影响
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