2007感动中原十大年度人物候选人 事迹简介
2007感动中原十大年度人物候选人 事迹简介
作者： - 责编：游黎
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&lixiaoyuan:
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你好吗？ 11:43隐藏1年&孙豪:
你好吗？ 22:21很久不见了啊！qq&刘述全:
你们好吗，难得找到同年同月日的啊， 15:18希望可以和有缘人做朋友&念:
93年+我 01:13很久不见了啊！&办:
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你好吗？ 18:44一起喝下孟婆汤的人啊！！！如果能在相遇，请别擦肩而过!!!qq&邵世玉:
你好吗？ 18:42一起喝下孟婆汤的人啊！！！如果能在相遇，请别擦肩而过!!!&程:
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生日 16:34呵呵&阿愿:
问个问题 00:07请问今年我们是什么星座
水瓶还是双鱼。。。&余弋荣:
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QQ：&彭旭嘉:
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朋友好啊`` 20:38隐藏5年&小正:
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能通过网络找到同年同月同日的你们
很希望和各位有缘你们做朋友
你好吗？ 23:03很久不见了啊！qq:&瑶瑶:
祝大家往后每年生日快乐
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QQ &至尊波神:
至尊波神 17:34
很久不见了啊！&胡雅骐:
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好多人 23:16这么多人和我一天生的呀&Dolorous．·:
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你好吗？ 18:17很久不见了啊！&刘坚真:
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你好吗？ 15:31呵呵 大家好啊！QQ： &胡晓华:
大家好 21:56很高兴认识那么多同年同月同日出生的你们，大家好，有时间的话联系我啊！QQ
愿望区& &为自己许个愿吧 ！&&
&加微信。。同生日的有缘人&刘翠荣&8天前&交个朋友，我2.22&一切从头再来&18天前&QQ：&？&25天前&我这是想问下：有没有930222的在四川的？&？&25天前&同年同月同日，莫大的缘分&詹家华&29天前&大家好，扣扣&小康&36天前&&段飞&59天前&生日快乐&陈曦&68天前&你們好 我都是 出生的&康~&68天前&我也是号的，很高兴认识你们那么多同年同月同日生的&黄佳炫&69天前&寻找同年同月同日同时生的人...........我晚上12点28&熊进章&70天前&同年同月同日生的人？&琪琪&75天前&我也是这一天出生的，这是我的扣扣&娜娜&82天前&&韩运峰&88天前&我也是诶\^O^/1993.正月十四&Y小小小小洋&90天前&微信
生日222&曲先生&93天前&额...&曲先生&93天前&我93.2.10号的
&王友&95天前&日出生的请加QQ群：
要记得备注哟！&vera&95天前&跟你们说件事情 6年前我就是在这里认识我的第一个女朋友
在这里面的其中一个 但是因为某些事情我们分手了
我就是想在最初认识你的地方告诉你 我心里一直舍不得你 我忘不掉你 如果可以 我不想去当兵 我想去找你 但是 我知道我们都回不去了 &7&95天前&1993年农历正月十四生日！看到加QQ！我在北京朝阳区，希望有缘相见&多情不是花心&96天前&看到的加我。我1993年农历正月十四生日！有缘的我们相约吧！我现在在北京朝阳区&我们不吵不闹不炫耀&96天前&从小背负222&monica&99天前&我也九三年二月二十六日的&浩宇&104天前&我也是93年2月3号出生的
早上生的&曾琪&106天前&大家好我是旧历出生的，希望能和同日出生的朋友，做个朋友。缘&林平&108天前&大家好 很高興认识你们&廖柏恒&110天前&很高兴认识大家我也是同年同月同日生的啊?&林林&114天前&农历出生的兄弟姐妹有机会我们能聚聚吗，，这是我QQ号&杨万顺&114天前&&小米&115天前&农历1月20
公历2月11&某个时候我心痛了&120天前&原来有这么多同年同月同日出生的，我也是！噢耶。。。。&钟雅婷&120天前&卖生日QQ 2930223 联系电话&卖QQ&123天前&卖生日QQ 2930223 联系电话&卖QQ&123天前&卖七位生日QQ 2930223 联系 &麦QQ&123天前&加我&蓝飞&123天前&我也是日出生的！^ ^&lixiaoyuan&123天前&生在同一天就是缘分&袁凯伦&129天前&这么多同一天的，我qq&罗福友&129天前&我也是农历的&罗福友&129天前&路过。 冒个泡&坤仔&133天前&路过。 冒个泡&坤仔&133天前&路过。 冒个泡&坤仔&133天前&路过。 冒个泡&坤仔&133天前&嘻嘻，我也是93年2月27日的q q &张小麦&134天前&嘻嘻，我也是93年2月27日的q q &张小麦&134天前&我怎么是双鱼座？水瓶座的好不好！&XXY&136天前&微信
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早年的饥荒经历影响了人们的储蓄行为吗?——对我国居民高储蓄率的一个新解释（一）内容提要：本文对我国的居民高储蓄率提出了一个新解释，认为我国居民偏爱储蓄的特性很可能与经济起飞之前人们遭受长期物质匮乏的经历有关。作为物质匮乏的一种极端形式，我国年大饥荒为检验这一假说提供了一个自然实验。为此，本文使用2002年中国家庭收入项目调查(CHIPs)数据，估计了大饥荒对家庭储蓄行为的长期影响。我们发现，在控制收入等其他因素后，那些早年经历较严重饥荒的户主家庭表现出更高的储蓄倾向：饥荒程度每上升1个点，家庭储蓄率大约提高23%-26%。这说明早年的饥荒经历确实对人们成年后的家庭储蓄倾向具有重要影响。考虑到在早年时期受大饥荒影响的人们，目前正是我国社会中有较高收入的年龄群体和储蓄主体，他们的高储蓄倾向或许是整个社会高储蓄率的重要原因。关键词：经济起飞，饥荒经历，居民储蓄率，消费习惯一、引言为什么中国人偏爱储蓄？一种颇具影响力的解释是生命周期理论框架下的“人口红利说”，即在我国目前较为年轻的人口结构下，老年抚养比较小，储蓄人群的比重大，因此整体储蓄率较高(Modigliani，1970；Modigliani & Cao，2004)。但这一结论在中国家庭层面的近期研究中并未得到证实(Chamon & Prasad，2008)。另一种观点认为，中国转型时期的各种制度变革，如失业、教育和医疗体制改革等带来的不确定性增加以及社会保障相对滞后促使中国人的预防性储蓄动机增强（Blanchard & Giavazzi，2005；Chamon & Prasad，2008；Chamon etal．，2010；何立新等，2008；杨汝岱等，2009）。但这一观点则难以解释2003年以来中国的养老、医疗等社会保障制度以及市场化程度已经得到改善的情况下，居民储蓄率为何仍居高不下。也有一些学者从其他角度对中国居民高储蓄率进行研究，比如黄少安(2005)探讨了中国父母对子女的遗赠动机对居民储蓄率的影响；陈斌开等(2010)研究了户籍制度对中国居民储蓄率的影响，等等。与已有文献不同，本文提出对我国居民高储蓄率的一个新解释。我们认为，人们的消费-储蓄行为不仅受制于预算和商品价格本身，还受制于以往的生活经验和行为模式。因此，我国居民偏爱储蓄的特性很可能与经济起飞前人们遭受长期物质匮乏的经历有关。为此，我们以年大饥荒为例，检验了户主的饥荒经历对家庭储蓄行为的长期影响。我们的研究证实，在控制收入等其他因素后，早年经历较严重饥荒的户主家庭表现出更高的“节约欲”和储蓄倾向。考虑到在早年受大饥荒影响的整整一代人，目前正是我国社会中有较高收入的年龄群体和储蓄主体，其旺盛的“节约欲”或许提高了整个社会的居民储蓄率。我们的灵感来自于对经济生活的观察，但前人关于消费习惯与储蓄倾向的研究也给予了我们启发。早在Marshall(1898)就发现消费习惯的存在，即人们当前消费的效用水平受到过去消费的影响。Deaton(1992)、Carroll & Weil(1994)进一步指出，习惯导致消费对未预期到的收入增长反应迟钝，从而在短期内形成了较高的储蓄率。在此基础上，Carroll et al．(2000)认为新兴工业国家的经济增长带来了收入的提高，但消费惯性的作用使得人们倾向于保持原先的低消费模式，导致高储蓄率形成。这一观点为理解新兴工业化国家的高储蓄率提供了一个新思路。然而，前人的研究并未说明发展中国家的高增长低消费模式为何得以形成和保持。另一方面，也有学者注意到了曾经的饥荒或长期物质匮乏经历对人们储蓄行为具有重要影响。曹树基(2005)发现，人们对饥荒是有历史记忆的。经历过较严重饥荒的地区人口更珍惜粮食，并有一套应付饥荒的办法（比如更多的粮食储藏）。Harbaugh(2004)则认为对大饥荒的记忆是中国居民倾向于高储蓄的原因，且饥荒强度和居民的储蓄倾向正相关。徐滇庆等(2005)认为中国的高储蓄率存在所谓“第一代人效应”，即长期遭受物质匮乏的第一代人在经济和收入迅速增长的过程中，仍然保持了原先节约的消费习惯，因而有较高的储蓄率。美国日的《纽约时报》干脆将中国高储蓄率的原因归结为“对饥荒的记忆和不完善的社会安全体系”①。然而，中国乃至许多新兴工业化国家的居民高储蓄率是否与群体性的饥馑经历有关，并没有得到严肃的验证。本文的贡献主要有三点：一是提出了对我国居民高储蓄率的一个新解释，为探讨我国乃至新兴市场国家的高储蓄率起因开辟了一个新的视角。二是我们的研究可能首次评价了大饥荒对个体的偏好选择以及宏观经济的长期影响。三是本文也有较重要的理论意义。本文从微观机制上证实了，在儿童成长过程中的外部环境深刻影响着人们的偏好和习惯形成。人们的消费-储蓄行为受到其早期经验，甚至遥远的童年时期经验的影响。其余章节安排如下：第二部分简要介绍了大饥荒的历史背景，并提出我们的理论假设；第三部分介绍了本文的数据来源、变量及描述性统计；第四部分阐述了本文的识别策略和模型设定；第五部分是结论和讨论。二、历史背景与理论假设中国历史上一直是个饥荒频仍的国家。而最近一次全国性的严重饥荒出现在年。发生大饥荒的原因主要是自然灾害、苏联索债和政策失误（彭尼·凯恩，1988）。饥荒几乎涉及了中国所有的省份和地区，目前大约年龄在49岁以上的成年人都经历过这次大饥荒。大饥荒造成了深重的灾难。首先，大饥荒带来了死亡率的急剧上升。根据官方的统计数字，年全国死亡率仅1.14%，而在1959年上升到了1.45%，1960年更激增到2.54%，1961年有所下降，但仍达到1.44%。②与此同时，妇女生育率也急剧下降。在大饥荒之前，39岁的妇女大约平均生育5.6个孩子，但这一比例在1961年下降到3.01(Peng，1987)。值得注意的是，由于自然状况、地区政策、人口状况，以及灾害的严重程度不同，各地承受饥荒的冲击并不完全相同。其中安徽、四川、贵州等地的饥荒最为严重（曹树基，2005）。一个家庭主要通过几种途径来应付饥荒。首先是减少粮食消费，尽量使家庭中的每个人都得以保存。同1957年比较，1960年农民消费水平下降22.8%，1961年下降21.4%，非农民消费水平1961年下降26.1%，1962年下降23.5%（李子超，1990）。其次是拓宽粮食获得渠道，或是动用储蓄或借贷高价购买粮食。饥荒期间，城市家庭除了国家计划供应的商品外，可以用货币购买高价商品，或黑市交易来获得额外的食物，当然价格极为昂贵。③因此，如果一个城市家庭有足够的收入或储蓄，家庭成员也可以吃得比周围的人饱些。在农村，由于农民需要上缴公粮以供应城市，而国家的征购额又往往超过农民的负担，因此家庭生存的关键在于能否保存一定的余粮。在黑市交易方面，农民由于较为贫困，加上饥荒时期粮价猛烈飙升，农民微薄的货币储蓄对家庭生存的帮助并不大。我们推测在这种情况下，大饥荒对幸存者的储蓄行为可能造成了两方面的长期影响：一是在饥荒中度过童年时期的幸存人群形成了节俭的消费习惯。童年时期是指个体从出生到成年之前的整个发展阶段（张向葵，2002）。在大饥荒中得以存活下来的儿童，大多都经历过仅能维持生存的消费水平。Becker(1992)认为，儿童成长过程中的外部环境深刻影响着人们的偏好和信念形成，并对成年后的欲望和选择产生影响。因此，即使这些饥荒中幸存的儿童在成年后生活环境发生显著性改变，收入水平或财富有了显著提高，但孩提时代养成的节俭习惯仍然持续对其消费行为产生影响。研究证明，节约型消费习惯的影响越大，人们的储蓄意识就越强烈(Seckin，2000；Carroll et al．，2000)。这意味着，在大饥荒中形成节俭消费习惯的人们，往往将收入增长的大部分结余下来而转化为储蓄，从而表现出更高的储蓄倾向。另一方面，已有研究发现，人们的效用水平往往取决于当前消费与过去消费的比较，因此逐渐小幅的提高生活水平，而不是一下子将消费量提升到高标准，将使人们的效用达到最优化(Becker，1992)。所以，相对节俭的生活方式也是符合人们理性的最优选择。二是大饥荒的惨烈记忆，给人们留下了永恒的心理创伤，造成了非理性的预防性心理动机。心理学派认为，人类行动的依据来源于人们对过去的知识和经验的记忆。通过条件反射和学习，人们会形成对当前和未来行动的指导（弗洛伊德，1915）。尤其是童年经验，将对人们的心理倾向、人格结构等的形成起着至关重要的影响。童年经验是指一个人从童年生活经历中所获得的心理体验的总和，包括童年时的各种感受、印象、记忆、情感、知识等。惨烈的大饥荒使未成年人过早地体验到了生存的艰难与困苦，对他们的身心发展有着至关重要影响。早年的饥荒经历对人们的身心发展至少造成了两种心理状态：一种是缺失补偿心理。童年时期造成的缺失体验，人们往往在后来的生活中寻求满足和补偿。已有研究发现，大饥荒往往导致儿童时期的营养不良和成年后的大吃大喝错配(Gluckman et al．，2005)。二是对饥饿的恐惧记忆可能引起非理性的预防性储蓄行为。童年时期食不果腹的经历，将引起孩子们巨大的心理恐惧，并影响其成年后的行为选择。由于只有积蓄的家庭才能在饥荒中较少挨饿，孩子们过早地认识到了储蓄对于生存的重要性。正如Schlag(1999a，1999b)模型和社会认知的经验检验所发现的，个体倾向于模仿过去成功的行为模式，即使环境发生了改变。在这种心理状态下，不断增加的储蓄能够增加他们的安全感。即使成年后不再真实面临饥饿的危险，但他们依然倾向于增加储蓄，异常珍惜粮食和金钱（曹树基，2005），因而表现出更高的储蓄倾向。不管是何种原因，早年的饥荒经历都刺激了人们更高的储蓄-收入比。因此，我们提出本文的假设：家庭的高储蓄倾向可能与人们过去的饥荒经历密切相关；人们早年遭遇的饥荒越严重，其成年后家庭储蓄倾向越高。三、数据来源、变量及描述性统计本文使用了两套数据：一套是2002年中国家庭收入项目调查(CHIPs)。该数据集覆盖了全国22个省（市、自治区），调查了6835户城镇家庭和9200户农村家庭，记录了受访家庭的家庭结构、人口特征、经济收入，以及消费支出等多方面信息。另一套数据来自于2005年的1%人口调查。该数据样本量为1705万人，占全国总人口的1.31%。我们使用了各地级市、各年龄阶段的人口规模数据，用以推断该地区在大饥荒中的严重程度。（一）主要变量定义及其测度1．被解释变量对被解释变量“家庭储蓄率”我们采用两类指标衡量。对于城市家庭的储蓄率，我们依照Deaton & Paxson(1994)、Chamon & Prasad (2008)的方法，将城市家庭的储蓄率表示为log（家庭可支配收入/消费支出）。目的是降低估计结果对极端值的敏感性，使误差项更好地满足正态性假设。而对农户储蓄率的衡量，我们除了货币储蓄外，还考虑了农户的粮食储藏。指标构建方法与城市家庭储蓄率指标相似，为log（（家庭纯收入+粮食储藏）/消费支出）。其中粮食储藏为2002年底农户家中结存的各类粮食，按照当年相应的市场价格进行折算。④2．解释变量(1)饥荒严重程度的测量。考虑到饥荒的严重程度实际上包涵了人口死亡与妇女推迟生育两方面的因素，我们参考了Huang & Martorell(2009)测量人口缩减率的方法，来确定各地区的饥荒严重程度。我们首先使用1%人口调查中各地级市层面的每个年龄上现存的人口规模数据，计算大饥荒之前三年（年）和大饥荒之后三年（年）共计六年间的出生人数的平均规模⑤，作为正常水平的人口指标（标为Nnormal）；再计算大饥荒期间（年）的出生人数的平均人口规模（标为Nfamine），作为大饥荒时出生的人口规模；然后通过下述公式得到地级市层面的、用以衡量饥荒严重程度的人口缩减指标：drt=(Nnormal-Nfamine)/Nnormal即饥荒年代出生的人口相对于正常年份出生人口的减少程度。一般而言，该值处于0到1之间，且饥荒越严重，该数值越大。(2)出生队列(cohort)。我们以户主的饥荒经历作为一个家庭的饥荒经历。依此思路，我们通过每户户主的出生年份，推算该户户主在年时的年龄，再按照人类成长阶段划分出生队列。在阶段划分上，按照现代发展心理学的观点（张向葵，2002），人类整个童年时期又可细分为婴儿期（3岁之前），幼儿期（3-6岁），狭义童年期（7-11岁）和青少年期（12-18岁）。其中，童年期和青少年期是儿童认识和理解世界、保存永久性记忆和性格形成的最关键阶段。因此我们将户主在大饥荒中所处的生命阶段分为未出生、婴儿期、幼儿期、童年期、青少年期、成年期这6种类型。并将在大饥荒中处于无记忆的婴儿阶段和未出生的户主归结为同一出生队列，将曾在大饥荒中处于最重要的狭义童年期或青少年期阶段的户主划为同一出生队列⑥，于是我们得到4个出生队列的哑变量Cohort1～Cohort4。表1 户主出生队列的划分调查时年龄（岁）出生年份时年龄（岁） 时所处生命周期出生队列＜44岁(1958—＜3岁未出生或婴儿期Cohort1[44,48)[3,7)幼儿期Cohort2[48,61)N[7,18)童年-青少年期Cohort3≥61岁1941年以前≥18岁成年期Cohort4（二）主要变量测度结果与描述性统计1．各地的饥荒严重程度计算我们按照上文设立的drt指标计算了各地级市的饥荒严重程度。图1标出了按照地级市层次加总后各省层面的人口缩减率（图中实线）。从图1中可以看出，受到饥荒影响最严重的是安徽和四川（包括重庆），其次是贵州和湖南，黑龙江、吉林和上海受到的影响最弱，西藏没有发生饥荒。可以看出，经加总后各省人口缩减率的变异与Lin & Yang(2000)给出的省级死亡率大体类似⑦，说明我们所使用推算方法是大致可靠的。图1 各地的饥荒严重程度2．不同年龄阶段户主的家庭储蓄倾向与描述性统计表2列出了城市样本的描述性统计。可以看出，当户主为48-61岁，以及61岁以上时，家庭人均收入分别达到最高的9.13千元和次高的8.38千元；而当户主年龄为小于44岁，以及44-48岁之间时，其人均收入仅分别为7.62千元和8.18千元。表3进一步给出了根据户主出生队列划分的各分位数上的城市家庭储蓄率。表中显示，几乎在每一个分位点上，当户主为48-61岁及61岁以上时，其家庭储蓄率都比其他年龄组更高。因此，户主年龄在48岁以上的家庭不仅有着较高的家庭收入，其储蓄倾向也较高。考虑到调查时年龄在48岁以上的户主在大饥荒时正处于人生的童年-青少年期或成年期，正是对大饥荒有着深刻记忆的人群，因此这部分有较高收入的年龄群体的高储蓄倾向或许与户主早年的饥荒经历有关。
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表5 饥荒经历对农村家庭储蓄的影响被解释变量：储蓄率（%)被解释变量：粮食储蓄（%)(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)Cohort2-0.085[0.118]-0.035[0.114]-0.031[0.120]-0.028[0.114]0.056[0.057]0.067[0.057]0.078[0.057]0.077[0.057]Cohorts-0.049[0.089]-0.024[0.087]0.012[0.088]0.01[0.089]-0.100***[0.038]-0.097***[0.039]-0.079**[0.039]-0.078**[0.039]Cohort4-0.16[0.206]-0.121[0.183]-0.07[0.166]-0.082[0.158]-0.089[0.063]-0.095[0.064]-0.053[0.064]-0.051[0.064]drt-0.691**[0.299]-0.717**[0.270]-0.808***[0.275]-0.777***[0.253]-0.404***[0.070]-0.417***[0.069]-0.468***[0.070]-0.472***[0.070]drt×Cohort20.118[0.348]0.004[0.327]0.024[0.338]0.044[0.323]-0.184[0.152]-0.213[0.151]-0.229[0.150]-0.231[0.150]drt×Cohort30.272[0.210]0.198[0.196]0.14[0.194]0.143[0.197]0.255**[0.101]0.239**[0.100]0.203**[0.100]0.202**[0.100]drt×Cohort40.572[0.487]0.388[0.448]0.307[0.418]0.31[0.396]0.258[0.162]0.282*[0.162]0.199[0.162]0.199[0.163]人均收入0.058***[0.010]0.063***0.060***[0.009]-0.000***[0.000]-0.000***[0.000]-0.000***[0.000]家庭抚养比0.084[0.094]0.119[0.094]0.136[0.095]-0.049[0.042]-0.039[0.042]-0.041[0.042]家庭人口数-0.021*[0.012]-0.016[0.012]-0.019[0.011]-0.020***[0.005]-0.019***[0.005]-0.019***[0.006]户主教育程度-0.017**[0.008]-0.017**[0.008]-0.019**[0.008]-0.003[0.003]-0.004[0.003]-0.003[0.003]户主健康状况0.085**[0.038]0.095**[0.039]0.089**[0.037]0.034**[0.018]0.035**[0.018]0.036**[0.018]是否加入医疗保险-0.245***[0.048]-0.253***[0.050]-0.018[0.025]-0.017[0.025]是否经过农业税改革0.092[0.086]0.08[0.079]0.083***[0.020]0.085***[0.020]当年是否发生 灾难性支出-0.107*[0.056]0.012[0.014]常数项0.825***[0.124]0.810***[0.131]0.725***[0.125]0.813***[0.132]0.358***[0.026]0.514***[0.045]0.453***[0.047]0.443***[0.048]观测值16871671166616661689167316681668R-sq0.030.10.120.120.030.080.090.09注：与城市样本相比，此处我们增加了户主健康状况、是否经过农业税改革（是=1，否=0）、当年是否发生灾难性支出（是=1，否=0）作为控制变量。为此我们使用大饥荒以后出生的一个子样本，做了跟上文类似的DID分析，并控制住最重要的人均收入变量。显然，此时我们期望地区的饥荒严重程度对所有队列的家庭储蓄倾向不产生任何影响。我们把大饥荒后出生的人分为4个队列来考察，其中35-41岁作为基准组。结果如表6。我们发现所有组别的估计结果均表明，地区饥荒程度对家庭储蓄倾向的影响并不显著，或没有正确的符号。这说明各地区的饥荒严重程度与其他影响家庭储蓄倾向的遗漏变量无关，我们没有违背DID的潜在假定。表6 对DID方法的稳健性检验被解释变量：储蓄率（%)(1)(2)出生队列2(30—35 岁）0.112[0.075]0.112[0.072]出生队列3(25—30 岁）0.184[0.140]0.111[0.134]出生队列4(20—25 岁）-0.593[0.377]-0.674*[0.361]drt-0.165*[0.096]-0.07[0.092]drt×队列2-0.194[0.177]-0.203[0.169]drt×队列3-0.366[0.343]-0.289[0.329]drt×队列40.876[0.995]1[0.952]人均收入 (千元）0.021***[0.002]常数项0.306***[0.042]0.108**[0.043]观测值17801780R-sq0.010.1注：此处的出生队列是将大饥荒后（1962年）出生的户主进行队列分组，圆括号中为调查时户主年龄。(2)对数据的稳健性检验我们识别策略的另一潜在问题是，大饥荒与调查期间存在的人口迁移，使得两个时期的户主居住地可能不一致，导致估计结果不可靠。为考察数据的稳健性，我们剔除了2000年人口普查中迁移率超过10%的省份或直辖市，⑩重新进行基础回归。使用子样本回归的结果与先前使用全部样本的相比，我们最关注的饥荒严重程度与Cohort3组别的交叉项系数变化不大，显著性虽有下降但仍显著（P值为0.07）。11控制住最重要的人均收入变量后，P值进一步提高到0.02。这说明我们的结果是相对稳健的，可能存在的人口迁移对估计并不造成严重影响。(3)分位数回归检验上述OLS模型主要描述了自变量对因变量的均值影响，而分位数回归能精确地描述自变量对因变量条件分布形状的影响。显然，如果我们的模型设定是正确的，那么户主早年的饥荒经历应在每个分位数上都对其家庭储蓄倾向具有正向影响，且储蓄率越高的家庭，受饥荒影响越大。为此，我们使用分位数回归方程进一步进行估计，如表7。表7第6行给出了童年-青少年组别从0.1到0.9的9个分位数回归估计系数。明显看出，所有的分位数回归系数均为正值，且除了两端统计不显著的几个点外，随着分位数水平的上升，饥荒对家庭储蓄率的影响也在增大。饥荒对储蓄率的影响从0.3分位上的0.061迅速上升到0.8分位上的0.325。户主的饥荒经历对农村家庭粮食储蓄的影响也有类似结果。表8中，饥荒对粮食储蓄率的影响从0.3分位上的0.046上升到0.9分位上的0.244。这两个更精确的分位数回归结果进一步验证了我们的假说。3．饥荒经历对家庭储蓄倾向影响的渠道探讨人们早年的饥荒经历是如何影响家庭的长期储蓄行为的？显然，储蓄率的提高意味着收入一定的情况下，家庭总消费的减少。那么，这些高储蓄倾向的家庭主要压缩了哪些部分的消费？我们进一步检验了户主早年饥荒经历对城市家庭主要消费品（包括衣食住行）的影响。表7 饥荒经历对城市家庭储蓄影响的分位数回归
被解释变量：储蓄率（%)0.10.20.30.40.50.60.70.80.9Cohort2-0.227[0.138]-0.093[0.064]-0.101***[0.048]-0.083*[0.044]-0.105**[0.043]-0.108**[0.055]-0.056[0.053]-0.004[0.072]0.037[0.083]Cohort3-0.08[0.101]-0.014[0.040]0[0.033]-0.034[0.043]-0.041[0.043]-0.026[0.051]-0.006[0.046]-0.008[0.071]0.061[0.098]Cohort4-0.037[0.152]0.069[0.058]0.04[0.050]0.051[0.058]0.031[0.068]0.024[0.085]0.005[0.062]0.058[0.052]0.164***[0.061]drt-0.012[0.175]-0.045[0.093]-0.094[0.073]-0.130**[0.056]-0.221***[0.052]-0.332***[0.075]-0.415***[0.055]-0.477***[0.089]-0.582***[0.113]drt×Cohort20.431[0.294]0.135[0.152]0.146[0.130]0.105[0.102]0.174[0.107]0.207*[0.114]0.097[0.103]0.017[0.159]-0.098[0.180]drt×Cohorts0.276[0.236]0.101[0.110]0.061[0.083]0.166[0.113]0.212**[0.096]0.245***[0.111 ]0.250**[0.116]0.325**[0.159]0.235[0.236]drt×Cohort40.229[0.313]-0.044[0.120]-0.055[0.108]-0.072[0.132]0.003[0.156]0.057[0.176]0.133[0.126]0.142[0.102]-0.039[0.134]常数项-0.216**[0.072]-0.013[0.039]0.123***[0.030]0.223***[0.023]0.341***[0.024]0.469***[0.038]0.595[0.022]0.735***[0.037]0.962***[0.055]观测值631563156315631563156315631563156315表8 饥荒经历对农村家庭粮食储蓄影响的分位数回归被解释变童：粮食储蓄（%)0.10.20.30.40.50.60.70.80.9Cohort2-0.020[0.049]-0.014[0.032]-0.048*[0.028]-0.081*[0.046]-0.114*[0.059]-0.060[0.047]-0.107**[0.043]-0.060[0.042]-0.011[0.037]Cohorts-0.025[0.021]-0.001[0.025]-0.015[0.032]-0.036[0.025]-0.040[0.035]-0.018[0.035]-0.069*[0.037]-0.076*[0.042]-0.080**[0.038]Cohort4-0.103[0.073]-0.063[0.048]0.010[0.057]0.021[0.053]0.008[0.038]0.001[0.046]-0.075[0.051]0.045[0.084]-0.065[0.078]drt0.017[0.050]-0.070*[0.039]-0.155***[0.030]-0.271*** [0.035]-0.342***[0.058]-0.381***[0.059]-0.517***[0.063]-0.603***[0.064]-0.665***[0.042]drt×Cohort2-0.019[0.121]-0.014[0.083]0.045[0.056]0.141[0.113]0.238[0.139]0.093[0.107]0.158[0.098]0.074[0.100]-0.060[0.075]drt×Cohorts0.041[0.047]-0.011[0.067]0.046[0.072]0.114[0.057]0.128[0.080]0.078[0.072]0.168*[0.090]0.212**[0.107]0.244***[0.091]drt×Cohort40.213[0.181]0.100[0.128]-0.038[0.102]-0.053[0.108]-0.016[0.102]0.043[0.097]0.181[0.111]-0.040[0.168]0.276[0.210]常数项0.033[0.023]0.107***[0.018]0.174***[0.017]0.250***[0.016]0.309***[0.025]0.362***[0.029]0.476***[0.030]0.569***[0.030]0.672***[0.021]观测值168916891689168916891689168916891689从表9结果来看，户主的饥荒经历对家庭消费结构产生了重要影响。就我们最关注的饥荒严重程度与童年-青少年组别的交叉项而言，饥荒严重程度每上升1个点，“衣”的支出占家庭全部开支的比例下降2.3%；“行”的支出下降4.7%，两者分别在10%和1%的置信水平上显著。同时，“住”的消费下降4%，但统计不显著。有趣的是，饥荒经历对家庭的恩格尔系数具有正向影响。饥荒严重程度每提高1个点，家庭的恩格尔系数就上升6.3%，其中粮油、肉食、蔬菜消费的比例依次为2.2%、2.8%和1.3%，但“在外吃饭”消费的比例则下降4.8%。这显示了人们早年的饥荒经历对成年后的家庭消费偏好和习惯形成具有重要影响。可以看出，家庭储蓄倾向的提高，是压缩了其它在饥荒中对于基本生存而言“不太重要”的消费而得到的。对消费结构的这一调节，显然来自于户主早年在大饥荒中的生存经验。而恩格尔系数的上升则可能是心理缺失补偿效应带来的(Huang & Martorell，2009)。这一结果进一步验证了人们早年的饥荒经历对家庭储蓄倾向的影响渠道，为我们的假说提供了辅助支持。五、结论与讨论我们的研究证实，家庭的储蓄决策与该家庭曾经历的饥荒严重程度密切相关。在其他条件相同的情况下，早年经历较严重饥荒的人们会表现出更高的“节约欲”和储蓄倾向。其原因在于，在大饥荒中正处于性格形成时期的个体，由于受到童年时期形成的低消费模式和饥饿恐惧的影响，成年后做消费-储蓄决策时仍会表现出异常的节约倾向，以及对维持基本生存需要的特定商品的偏好差异。显然，当个体的收入增长而节约型消费习惯没有及时改变时，便会形成较高的家庭储蓄率。这是个非常有趣的发现。这意味着，人们的消费-储蓄选择并不是外生给定的，遥远的过去对人们的经济决策所产生的影响比我们想象的要持久得多，尤其是个体在性格形成时期的生活经验，对其成年后经济决策的影响甚至长达几十年。
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表9 饥荒经历影响城市家庭储蓄倾向的渠道检验被解释变量（%):恩格尔系数粮油肉食蔬菜在外吃饭穿着交通通讯住房Cohort2-0.011[0.015]-0.005[0.005]-0.005[0.009]-0.001[0.003]0.011[0.008]-0.008[0.008]0.011*[0.006]0.023[0.021]Cohort3-0.003[0.011]-0.002[0.004]0[0.007]-0.001[0.002]0.002[0.006]-0.022***[0.006]0.018***[0.005]0.018[0.016]Cohort4-0.003[0.015]0.002[0.005]-0.007[0.009]0.003[0.003]0.002[0.008]-0.033*** [0.008]0.008[0.006]0.028[0.021]drt0.021[0.019]-0.014**[0.007]0.032***[0.011]0.004[0.004]0.041***[0.011]-0.009[0.010]0.024***[0.008]0.014[0.027]drt×Cohort20.070**[0.035]0.024**[0.012]0.035*[0.020]0.012*[0.007]-0.03[0.020]-0.035*[0.019]-0.024[0.015]-0.065[0.049]drt×Cohort30.063**[0.027]0.022**[0.009]0.028*[0.015]0.013**[0.005]-0.048***[0.015]-0.023*[0.014]-0.047***[0.011]-0.04[0.037]drt×Cohort40.088**[0.035]0.026**[0.012]0.051**[0.020]0.011[0.007]-0.048**[0.019]-0.021[0.019]-0.040***[0.015]-0.034[0.049]人均收入(千元）-0.009***[0.000]-0.003***[0.000]-0.004***[0.000]-0.002***[0.000]0[0.000]-0.002***[0.000]-0.001***[0.000]-0.003***[0.000]家庭抚养比0.006[0.008]0.003[0.003]0.004[0.005]-0.001[0.002]-0.017***[0.005]-0.022***[0.005]-0.010***[0.004]-0.006[0.012]家庭人口数-0.015***[0.002]-0.005***[0.001]-0.007***[0.001]-0.004***[0.000]-0.002[0.001]-0.006***[0.001]-0.005***[0.001]-0.013***[0.003]户主教育 程度-0.006***-0.002***[0.000]-0.003***[0.000]-0.001***[0.000]0.001**[0.000]0.002***[0.000]0.002***[0.000]-0.001*[0.001]常数项0.355***[0.013]0.118***[0.004]0.169***[0.007]0.068***[0.003]0.050***[0.007]0.128***[0.007]0.060***[0.005]0.163***[0.018]观测值63146314631463146314631463146314R-sq0.230.230.160.210.020.10.030.01注：被解释变量是各项支出占总支出的比例。正如上文所言，年的大饥荒并不是个别地区的现象，而是普遍性和全国性的；饥荒大致持续了3年的时间，影响了整整一代人，几乎所有目前年龄在49岁以上的居民均经历了这次大饥荒。从总体来看，饥荒经历可能对这一群体的经济行为造成什么样的后果？显然，特定年龄群体在性格形成时期外部环境的不同可以解释特定人群之间的行为差异。由于大饥荒几乎涉及了中国所有的地区，因此大饥荒的共同经历可以解释这一代人在储蓄-消费模式和偏好上的特殊性。1960年代毛泽东提出的“备战、备荒”的口号，不仅是出于政治经济形势的需要，更代表了当时的民族共识和集体信念。在艰难的求生经验和节俭观念影响下成长起来的这代人，他们倾向于更高的储蓄率，更低的消费倾向，并尽可能将资源向维持基本生存的需求倾斜（比如调整消费结构、压缩“不必要”开支等）。而这一代人目前正是社会中有较高收入的年龄群体和储蓄主体。即使随着经济起飞，人们的收入迅速增长，已经能够支撑较高的生活水准，但惯性使得他们依然保持原有的消费习惯，从而提高了整个社会的储蓄率。我们也发现，相对于人们所经历的饥荒程度与家庭储蓄倾向的密切相关，我们的稳健性检验表明饥荒后的一代人似乎不再受地区饥荒程度的影响。正如我们看到的，在经济起飞过程中成长起来的新一代，尤其是80后一代兴起的“月光族”，其消费习惯已经与其父辈们大不相同。他们从小衣食无忧，可支配资金逐渐增加，这些家庭的消费倾向普遍高于他们的父母。这意味着，饥荒对年轻家庭储蓄倾向的影响正在减弱或者消失。这同时也意味着当那些从未遭受饥荒和物质匮乏的年轻一代成为社会储蓄主体时，就中国人而言，将对饥荒产生群体性遗忘，居民储蓄率也将逐渐降低。参考文献曹树基，2005：《年中国的人口死亡及其成因》，《中国人口科学》第1期。弗洛伊德，1915：《目前对战争和死亡的看法》，转引自《弗洛伊德论创造力与无意识》1986年中译本，中国展望出版社。黄少安，2005：《非正规制度、消费模式和代际交叠模型——东方文化信念中居民消费特征的理论分析》，《经济研究》第4期。李若建，2001：《大跃进与困难时期中国粮食产量，消费与流通》，《中山大学学报（社科版）》第6期。李子超，1990:《当代中国价格简史》，中国商业出版社，第54页。彭尼·凯恩，1988：《中国的大饥荒（）——对人口和社会的影响》1993年中译本，中国社会科学出版社。徐滇庆、高娜、章倩文，2005:《中国高储蓄率还能持续多久？》，《招商周刊》第26期。张向葵，2002:《发展心理学》，东北师范大学出版社。国家统计局，1983:《中国统计年鉴1983》，中国统计出版社。何立新、封进、佐藤宏，2008：《养老保险改革对家庭储蓄率的影响：中国的经验证据》，《经济研究》第10期。杨汝岱、陈斌开，2009：《高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为》，《经济研究》第8期。陈斌开、陆铭、钟宁桦，2010：《户籍制约下的居民消费》，《经济研究》（消费金融专辑）增1期。Blanchard，O. 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L.，2004，“The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis”，Journal of Economic Literature，42: 145-170.Peng，X.，1987，“Demographic Consequences of the Great Leap Forward in China's Provinces”，Population and Development Review，13: 639-670.Schlag，K.，1999a，“Which One Should I Imitate?”，Journal of Mathematical Economics，31: 493-522.Schlag，K.，1999b，“Why Imitate，and If So，How?”，Journal of Economic Theory，78: 130-156.Seckin，A.，2000，“Consumption with Habit Formation”，Cirano Working Paper39，University of Montréal.注释：①见Andrew Jacobs，2008，China's Economy，in Need of Jump Start，Waits for Citizens'Fists to Loosen，December3，//world/asia/03iht-03china..html。②数据来源：1982年中国人口普查办公室，转引自彭尼·凯恩(1988)。③江苏省1961年在集市贸易上消费品价格指数比是1960年的4.43倍，而粮食则是13.53倍，食用油是10.26倍(《江苏省志·价格志》，江苏人民出版社1995年版，第37页，转引自李若建(2001))。④根据2002年农业部粮食市场预警系统公布的粮食价格折算。其中小麦、稻米、玉米和鲜薯分别按照每公斤1.1元、1元、0.88元和0.8元估算。http：//www./zwllm/jcyj/ls/1.htm。⑤考虑到大饥荒后（年）出现的补偿性生育从而造成drt可能被高估的问题，我们还尝试使用了大饥荒后更久年份的出生人数来计算正常的人口规模，结果发现差距不大。⑥注意，发生大饥荒的这3年间只要有1年该户主处于其童年-青少年期，即被归为第3队列。⑦Lin & Yang(2000)使用的数据仅仅是户口登记死亡率。该文同时缺少海南、重庆和西藏的数据，图1中前两者分别使用广东省和四川省数据代替，西藏数值缺失。⑧家庭粮食储蓄计算指标为：存粮金额/（家庭纯收入+存粮金额），因此是个粮食储蓄率的概念。⑨这一检验的潜在假设是，尽管在小时候可能受到父母消费观念的影响。但对于未经历过饥荒的年轻户主而言，他们更容易受到经济高增长时期新产品的诱惑，或是同辈们消费攀比的影响，而放弃他们父母的节俭习惯，从而表现出地区的饥荒程度与其成年后的家庭储蓄倾向不相关。⑩原样本中一共有26个省市，我们剔除了其中的内蒙古、黑龙江、上海、广东、宁夏，以及新疆这6个地区。有理由认为，这些省份在2002年也是人口迁移率较高的省份。（11）因篇幅限制，我们删去了具体的回归结果，读者如有兴趣，可向作者索取。作者简介：程令国，北京大学国家发展研究院中国经济研究中心，邮政编码：100871，电子信箱：；张晔，南京大学经济学院国际经济贸易系，南京大学国际经济研究所，邮政编码：210093，电子信箱：zhangyenju@gmail．com。感谢北京大学国家发展研究院姚洋教授的指导，感谢南京大学经济学院的谢建国、皮建才老师的建设性意见和评论，感谢匿名审稿人有益评论和建议，当然文责自负。
作者： 程令国 张晔 来源： 《经济研究》2011年第8期
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四、模型设定与估计（一）主要模型设定表2 城市家庭样本的描述性统计调查时年龄（岁） (n=样本量）＜44(n=2557)[44,48)(n=977)[48,61) (n=2289)＞=61(n=1000)Total(n=6823)储蓄率0.26(0.43)0.23(0.45)0.32(0.45)0.32(0.46)0.28(0.45)户主年龄36.99(4.27)45.61(1.07)52.60(3.57)67.56(5.09)47.94(11.16)家庭规模3.10(0.55)2.97(0.60)2.96(0.84)2.89(1.19)3.00(0.79)家庭抚养比0.27(0.15)0.06(0.13)0.05(0.11)0.51(0.37)0.20(0.25)人均收入（千元）7.62(5.75)8.18(5.84)9.13(5.98)8.38(4.73)8.32(5.74)人均资产（对数）3.27(1.00)3.40(1.09)3.53(1.11)3.39(1.11)3.39(1.07)户主性别0.63(0.48)0.63(0.48)0.69(0.46)0.76(0.43)0.67(0.47)户主教有程度11.80(2.98)10.73(2.67)10.21(3.10)9.05(4.16)10.71(3.32)户主是否有医保0.65(0.48)0.68(0.47)0.73(0.45)0.75(0.44)0.70(0.46)户主职业0.68(0.47)0.69(0.46)0.72(0.45)0.64(0.48)0.69(0.46)户主是否失业0.95(0.21)0.92(0.28)0.90(0.31)0.98(0.15)0.93(0.25)受教育子女占比0.12(0.16)0.02(0.08)0.01(0.06)0.03(0.08)0.06(0.12)注：表中列出的是均值（样本标准差）。表3 不同年龄段的城市家庭储蓄倾向调查时年 龄（岁）分位数均值样本5%10%25%50%75%90%95%＜4444～4848～61≥61Total-0.44 -0.51 -0.40 -0.37 -0.42-0.21 -0.26 -0.18-0.14 -0.200.050.000.070.070.050.26 0.23 0.30 0.29 0.270.490.490.600.570.540.720.720.890.880.810.910.951.051.121.000.260.230.320.320.28255197322859996808在年大饥荒发生之前，没有人预测到饥荒的发生。饥荒对个体而言完全是一个外生性冲击，因而是一个具有随机性的自然实验。因此对于户主早年的饥荒经历对家庭储蓄倾向的因果效应估计，我们可以借鉴Chen & Zhou(2007)的做法，使用跨地区和出生队列的变异来构造截面数据的差分内差分模型(Difference-in-Difference，DID)：这里，被解释变量yics代表家庭i的储蓄率，该家庭的户主出生于地区s，并属于出生队列c。解释变量中αc代表出生队列cohort的固定效应。这里cohortic代表家庭i中户主出生队列c的哑变量，其中基准组为生于1958年之后的出生队列(cohort=1)。cohort=2为出生于年的出生队列，cohort=3为出生于年的出生队列，cohort=4时为出生于1941年以前的出生队列（详见表1）。drts，为地区s在饥荒期间的人口缩减率，它是我们衡量各地区饥荒严重程度的代理变量。δc代表饥荒严重程度与出生队列c的交互项的系数，它测量了出生队列c的该户户主早年的饥荒经历对家庭储蓄率的长期影响。其中我们特别关注的是cohort=3时与饥荒程度的交互项系数。它衡量了人们在最关键的童年-青少年时期遭遇不同程度的饥荒，对其成年后家庭储蓄倾向的影响。同时我们使用了一系列控制变量，来排除可能的其他影响储蓄率的因素。包括家庭内部的抚养比，即家庭中老人（≥65岁）和小孩（≤15岁）所占比重；户主工作类型，如果在党政事业单位，以及在中央、省和地方国有独资，以及国家控股等类型企业工作，赋值为1，在其他类型企业工作则赋值为O；户主是否加入医疗保险，如果加入国家或单位的公费医疗、大病统筹或自费商业医疗保险三种保险中的任一种，赋值为1，其它为0。此外我们还控制了人均收入与资产、户主的人口学特征、家庭成员个数，以及上学子女占家庭人口的比重等。（二）估计1．饥荒经历对家庭储蓄倾向的影响我们期待，早年有着饥荒经历的家庭，尤其是户主在最重要的童年-青少年期(即出生队列cohort3)经历较严重饥荒的家庭，其储蓄率更高。估计结果如表4，其中第5-7行分别估计了户主在幼儿期、童年-青少年期和成年期等不同阶段经历不同程度的饥荒，对该家庭储蓄率的影响。我们尤其关注饥荒严重程度与cohort3组别的交叉项系数的结果。我们首先报告了使用城市家庭数据的基础回归估计。发现饥荒严重程度每上升1个点，各组别的储蓄率分别上升11.6%、16.8%和5.9%，但除了cohort3组别的交叉项系数在5%的显著性水平上显著外，其余组别都不显著。控制住其他变量后，各组别的储蓄率有所提高，其中cohort3组别的储蓄率提高到23%-26%，显著性水平为1%-5%，估计结果不仅较大，且统计显著。其他两个组别虽然统计上不显著，但基本为正值，表明户主经历过饥荒的家庭储蓄倾向较高。这一估计结果有力验证了我们的假说，即在其他条件相同的条件下，如果户主在性格形成时期（即童年-青少年时期）经历较严重饥荒，将大大提高其成年后家庭的储蓄倾向。我们同样估计了户主饥荒经历对农民家庭储蓄倾向的影响，并控制了对农村家庭收支较重要的几个变量，结果如表5。发现农村户主的饥荒经历对家庭储蓄率的影响，在三个组别中为正但均不显著。这或许是因为农村货币化收支的比例较低而导致统计数据不佳，但更可能是因为饥荒经历对农村家庭的直接影响是增加粮食储藏。于是我们单独计算了户主早年的饥荒经历对家庭粮食储蓄的影响⑧。结果发现，在童年-青少年组别中，户主所经历的饥荒严重程度每上升1个点，其家庭粮食储蓄提高20%-26%，估计结果与城市样本的结果类似，且在5%的置信水平上显著。其他组别的交叉系数虽统计不显著但仍为正值。因此在农村样本中，户主早年经历的饥荒越严重，其成年后家庭储蓄（这里指粮食储蓄）越多，这一假说仍然成立的。2．稳健性检验(1)对DID方法的稳健性检验上述估计结果验证了我们的假说。然而使用DID识别策略的一个关键假定是“共同趋势”假设(common trends)，即如果没有大饥荒，不同地区的家庭在储蓄倾向上应具有相同的出生队列趋势。关于我们估计方法的一个潜在问题是，可能有一些因素特别是地区特征变量被遗漏，从而导致不同地区人们在储蓄倾向的队列趋势上出现差异。为此，参照Chen & Zhou(2007)我们对DID方法的假定做一个稳健性检验。其思路是，如果我们估计出的大饥荒的储蓄效应是由遗漏掉的系统性变量引起的，且这些变量在饥荒前后持续发挥作用；那么我们选取出生于大饥荒以后的不同出生队列的家庭用上述的DID法重新进行估计时应该能看到类似表4的结果。相应地，如果不存在这样的遗漏变量问题，那么对于出生于大饥荒以后的户主家庭而言，地区的饥荒严重程度应与其家庭储蓄倾向不相关或不显著。⑨表4 饥荒经历对城市家庭储蓄倾向的影响被解释变量：储蓄率（%)(1)(2)(3)⑷(5)(6)(7)(8)Cohort2-0.067[0.067]-0.107[0.064]-0.09[0.065]-0.089[0.067]-0.091[0.067]-0.062[0.064]-0.062[0.064]-0.062[0.064]Cohorts0.004[0.028]-0.064*[0.036]-0.048[0.040]-0.049[0.042]-0.048[0.043]-0.046[0.052]-0.046[0.052]-0.047[0.052]Cohort40.045[0.069]0.035[0.059]0.025[0.064]0.02[0.063]0.02[0.063]0.108[0.188]0.108[0.189]0.101[0.188]drt-0.260**[0.127]-0.147[0.163]-0.128[0.164]-0.092[0.156]-0.09[0.156]-0.06[0.155]-0.06[0.155]-0.059[0.155]drt × Cohort20.116[0.141]0.187[0.135]0.196[0.135]0.182[0.135]0.194[0.135]0.136[0.129]0.136[0.129]0.135[0.129]drt × Cohort30.168***[0.075]0.257***[0.088]0.263***[0.092]0.239***[0.089]0.243***[0.090]0.233**[0.113]0.234**[0.113]0.232**[0.113]drt × Cohort40.059[0.150]0.036[0.128]0.042[0.130]0.009[0.134]0.009[0.134]-0.539[0.482]-0.538[0.482]-0.53[0.480]人均收入(千元）0.030***[0.004]0.031***[0.004]0.032***[0.005]0.032***[0.005]0.028***[0.005]0.028***[0.005]0.028***[0.005]人均资产(对数）-0.039***[0.011]-0.035***[0.011]-0.032***[0.010]-0.032***[0.010]-0.030**[0.012]-0.030**[0.012]-0.030**[0.012]家庭抚养比0.069*[0.034]0.069**[0.034]0.065*[0.034]0.108**[0.051]0.108**[0.051]0.123**[0.054]家庭人口数0.044***[0.010]0.043***[0.010]0.044***[0.010]0.026**[0.012]0.026**[0.012]0.026**[0.012]户主性别0.072***[0.014]0.073***[0.014]0.088***[0.018]0.088***[0.018]0.088***[0.018]户主教育程度-0.003[0.003]-0.003[0.003]-0.006*[0.003]-0.006*[0.003]-0.006*[0.003]有无失业-0.035**[0.017]-0.030*[0.018]-0.030*[0.018]-0.031*[0.017]户主工作类型0.042**[0.018]0.041**[0.017]0.041**[0.017]是否加入医疗保险0.003[0.017]0.002[0.017]上学小孩占家庭人口比例-0.038[0.054]常数项0.348***[0.057]0.198**[0.089]0.013[0.119]-0.021[0.112]-0.014[0.113]0.029[0.100]0.028[0.100]0.03[0.101]样本数R-sq43720.14注：1)括号里给出的是经地级市层次cluster调整的稳健标准差，下表相同；2）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著度水平，下表相同。
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国人自古以来饿怕了&&历朝历代 饿死的人还少吗&&能不储粮 储蓄吗
欢迎广大经济管理类同仁加为好友
没这么复杂，不是有个相对收入理论吗？人们消费有棘轮效应的
这篇文章出自哪个journal？真的很好啊
影响了，让人们更有忧患意识
楼主分析的很到位
学习到了、原来证明一个预设需要这么多的数据佐证。。。
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