人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究.doc

人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究王宇鹏【专题名称】人口学【专 题 号】C5【复印期号】2011年03期【原文出处】中国人口科学(京)2011年1期第6473页【英文标题】The Impact of Population Aging on Urban Households Consumption Behavior in China【作者简介】王宇鹏，中国科学院研究生院管理学院博士研究生【内容提要】文章在跨期最优消费理论基础上，以平均消费倾向作为居民消费行为评价指标，建立分析人口老龄化与平均消费倾向关系的理论模型和计量模型，对2001-2008年中国城镇居民消费行为进行了实证研究。结果表明，人口老龄化因素显著影响中国城镇居民消费行为，在控制其他因素的条件下，老年人口抚养比越高，城镇居民平均消费倾向越高；少儿人口抚养比对城镇居民消费影响不显著，可能是家庭未成年人抚养总支出对抚养数量弹性较小。研究还发现，消费习惯是近年来城镇居民平均消费倾向下降的原因之一。【关 键 词】老龄化/人口年龄结构/消费/平均消费倾向/老年人口抚养比EE221UU8531329一、研究背景未来几十年，世界老年人口比例将单调增加，老龄化程度不断加深。人口老龄化程度的提高将影响一个国家或者地区的劳动力供给水平、利率水平、工资水平、社会抚养负担等经济变量。根据跨期消费最优选择理论，这些变量都是影响居民消费的重要影响因素。人口老龄化必然对居民消费行为造成影响。研究人口老龄化在多大程度影响居民消费影响对于中国扩大内需、应对老龄化危机都具有重要意义。国内外一些学者展开了相关研究，Leff(1969)采用了计量经济学方法，研究了人口抚养比和储蓄率的关系，研究表明人口抚养比将显著影响储蓄率，少儿人口和老年人口抚养比的提高将显著降低储蓄率，认为人口抚养比的提高是一些欠发达国家储蓄率没有随着收入提高而增加的主要原因。Kraay(2000)利用中国省际面板数据研究了中国的储蓄行为，研究表明，人口抚养比和储蓄率关系不显著。Modigliani等(2004)以生命周期理论为理论基础，利用协整分析方法分析了中国储蓄率和人口抚养比的关系，认为两者具有稳定的相关关系。Horioka等(2006)利用中国省际面板数据，采用GMM估计方法，分析了中国居民的消费行为，结果表明，人口抚养比和储蓄率没有显著的关系。袁志刚、宋铮(2000)建立一个包含养老金机制在内的二期OLG模型，分析了人口年龄结构和储蓄率的关系，认为老年人口比例增加是目前中国储蓄率降低的重要原因。张东刚(2003)、李响等(2010)以生命周期假说理论和家庭储蓄需求理论出发，采用定性研究的方法，认为老年人负储蓄，老龄化会增加家庭消费水平，从而促进消费。李文星等(2008)利用中国省级面板数据，以消费率为因变量，人口抚养比为自变量，进行了回归分析，结果表明，少儿人口、老年人口抚养比和消费率关系不显著。李春琦、张杰平(2009)以OLG模型为出发点，以1978-2007年中国宏观数据为数据来源，研究了中国人口老龄化对中国农村居民消费行为的研究，结果表明，老年和少儿人口抚养比与农村居民消费均具有负相关关系。在已有的研究中，绝对收入假说、生命周期理论、世代交叠模型和家庭储蓄需求模型是目前相关文献研究的理论出发点，这些理论为研究人口年龄结构和消费之间的关系提供了一个有效的框架，但存在一些问题和不足，并不适合中国问题的分析：(1)以绝对收入假说理论为出发点，绝对收入假说由凯恩斯(1926)提出，认为实际消费支出和实际收入之间存在稳定的函数关系，即C=a+bY，b为边际消费倾向，随Y的增加而减少。一些学者认为，老年人具有较低的消费倾向，在人口数量一定的情况下，老年人口比例的增多会降低全社会消费倾向，但他们忽略了老年人不参加社会劳动，不能创造社会产品Y的事实，即使有退休收入，也是中青年群体创造社会产品的一部分。而在中国，有相当比例的老年人没有退休收入，依靠子女生活。(2)以生命周期假说理论为出发点。生命周期假说理论由F莫迪利安尼提出，假定消费者是理性的，根据一生的全部预期收入来安排他一生的消费支出，在工作阶段，收入大于消费，有正储蓄；在退休阶段，用储蓄支付消费，有负储蓄。一些学者将生命周期理论作为研究的理论基础，但是，如果将生命周期理论应用于中国实际存在以下问题：(1)不符合中国国情，中国相当比例的老年人不是依靠储蓄生活，根据中国人口和就业统计年鉴(2009)，中国60岁以上人口依靠子女生活的比例将近50。(2)不存在可以长期保存的消费产品和服务，储蓄的仅仅是货币符号，如果老年人全部依靠储蓄生活，老年人口比例较大的情况下，由于劳动力供给较少，储蓄不能有效转化为投资，社会可供给产品有限，会出现消费品价格上涨，储蓄贬值。(3)余永定、李军(2000)认为中国居民不以一生为时间跨度来寻求效用最大化，生命周期假说不适用于中国居民消费行为。(4)以世代交叠模型为出发点。世代交叠模型由萨缪尔森(1958)和戴默德(1965)提出，把人的一生被划分为2或3个离散阶段；此后布兰查德(1985)提出一个连续的世代交叠模型，以二阶段模型为例说明，人的一生划分为年轻和年老两个阶段，以一生全部收入安排一生消费和劳动力供给，在年轻阶段，可以向社会提供劳动；在年老阶段，以年轻阶段的储蓄和储蓄利息收入为生活来源。世代交叠模型也是该问题研究中普遍采用的理论模型之一。但是，世代交叠模型的理论基础是生命周期理论，在应用于中国问题时，存在着和生命周期理论一样的问题。(5)以家庭储蓄需求模型为出发点。家庭储蓄需求模型由萨缪尔森(1958)提出，把后代数量作为影响消费的重要影响因素，认为孩子可以作为家庭储蓄的替代品，子女越多，父母对未来的生活保障越有信心，家庭收入中用于养老等生活保障的储蓄就越少，消费比例越高，子女数量少，父母就会倾向于增加储蓄而减少消费。中国实行计划生育政策，大多数家庭无法选择生育子女个数，因此，不能将生育子女个数作为影响家庭储蓄的因素进行研究，家庭储蓄需求模型不能作为中国居民消费行为分析的理论基础。在实证研究中，存在着以下不足：(1)国内学者对于消费、消费率、消费倾向没有给予区分，国内学者将大多消费率作为因变量，对于大量利用外商直接投资的中国，消费率并不能客观刻画居民消费行为特点；(2)中国是一个二元经济，农村居民有7亿多，并且在改革开放的30年中，农村市场化程度经历由低到高的发展过程，而且由于保障制度等的差异，农村居民和城镇居民消费行为有着本质差别，这些因素在已有的研究中都没有给予考虑；(3)很多学者采用了截距项的模型，这在经济学理论上是存在矛盾的；(4)部分实证研究数据量不足，计量结果难具说服力(数据小，会使自由度相对较大，回归结果缺乏稳定性)。中国是一个二元经济国家，农村居民的部分消费仍是自给自足，尤其食品消费，农村居民和城镇居民消费行为存在差异。并且，部分农村欠发达地区，恩格尔系数较大，食品消费在农村居民消费中占有较大比例，而这部分消费未能纳入数据统计。近些年来，随着农村地区经济的发展，农村市场化程度在逐渐提高，必然影响农村居民消费，但是，目前并没有一个统计指标能合理反映这一变化。如何在模型中合理控制农村市场化程度变化带来的影响本身有难度。此外，农村和城镇社会保障等制度方面的差异也是居民消费行为的重要影响因素。基于以上分析，本文以2001-2008年中国城镇居民消费行为为研究对象，用平均消费倾向作为居民消费行为的评价指标，对人口老龄化对中国城镇居民的消费行为的影响进行了研究。二、理论模型一个人的一生可以划分为少年(014岁)、中青年(1564岁)和老年(65岁及以上)3个阶段。上升到宏观层面，一个国家或地区居民根据年龄大小可以划分为少年群体、中青年群体和老年群体。由于少年群体与老年群体几乎不参加社会劳动，其消费的产品和服务全部来自中青年群体创造的社会产品。虽然，一部分老年人依靠储蓄或退休工资生活，但积蓄只是货币符号，不是实物，也几乎不存在可以长时间保存的消费产品和服务；退休工资也不能改变老年群体不参加社会劳动的事实，退休金和储蓄改变的只是社会产品的分配方式。基于以上分析，本文假设：(1)社会产品以工资形式全部归其创造者所有；(2)少年、老年群体没有任何资产和储蓄，依靠中青年群体生活；(3)在单位时间内，少年、老年群体个体消费是中青年个体消费的固定比例；(4)中青年群体不为养老预先储蓄；(5)货币中性；(6)不存在可以长期保存的消费产品。其中，表示时间偏好系数，r表示利率，本文假设利率为常数。拉格朗日函数为：三、计量模型及数据说明为了验证理论分析的正确性，本文以2000-2008年省际面板数据为数据来源，采用多元回归计量模型进行实证研究。(一)计量模型本文采用无截距项的多变量回归模型，数据来源为面板数据，模型为：其中，CP表示平均消费倾向；DI表示实际可支配收入；P表示价格；EP表示价格理性预期；R表示利率；DY表示少儿人口抚养比；DO表示老年人口抚养比；表示残差项；下标i、t分别表示地区和时间。(二)模型说明1.关于采用无截距项的多变量回归模型的说明。如果采用具有截距项的回归模型，截距项表示当所有自变量为零时，居民的自然平均消费倾向，即可支配收入等变量为零时的平均消费倾向，那么就会出现一个逻辑矛盾：平均消费倾向是消费支出与可支配收入的比值，既然可支配收入为零，就不可能存在一个自然平均消费倾向。为了使模型更有经济解释力，本文采用无截距项的多变量回归模型。这在其他文献中，是没有考虑的。2.关于采用平均消费倾向而不是消费率作为因变量的说明。在很多关于消费行为的研究中，采用消费率(消费与GDP的比值)作为因变量，GDP代表收入作为自变量之一，但这种处理办法存在缺陷：(1)目前中国存在大量的外商直接投资，中国对外投资远小于其他国家在中国的投资，外商直接投资的国内收益作为国外居民的资本收入在国外进行消费，中国的GDP远大于GNP，用GDP反映中国居民收入水平存在较大偏差；(2)GDP是消费、投资、政府购买和净出口的总和。投资、政府购买或财政政策、进出口的波动都会使消费率发生变化。因此，只有可支配收入才能准确反映居民的收入能力。平均消费倾向是更好地描述居民消费行为的指标。本文更加关注人口老龄化对居民消费行为的影响，因此采用平均消费倾向作为因变量。(三)数据来源及处理本文采用的数据分别来自中国统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴和中国金融统计年鉴，具体说明如下：(1)平均消费倾向。从2001-2009年中国统计年鉴中可以获得各年各地区城镇居民每人平均消费支出和可支配收入数据，用平均消费支出除以可支配收入得到平均消费倾向数据，计算结果如表1所示。2000年各地区城镇居民平均消费倾向的平均值为0.8，2009年各地区平均消费倾向平均值为0.72。从整体上讲，2000-2009年，城镇居民平均消费倾向有下降的趋势。(2)实际可支配收入。本文采用城镇居民平均每人可支配收入作为数据来源，可以从2001-2009年中国统计年鉴中获得当年价的城镇居民平均每人可支配收入，除以当年同比(2001年价格标准化为100)的消费价格指数，得到城镇居民实际平均每人可支配收入。(3)价格。本文采用城镇居民消费价格指数作为价格的代理变量。可以从2001-2009年中国统计年鉴中获得环比(上一年为100)的中国各地区城镇居民消费价格指数，需要进一步转换为基比消费价格指数。本文以2000年作为基年，即2000年价格指数为100，转换公式为：。其中，表示以2000年作为基年的消费者价格指数，CPI表示环比的消费者价格指数。(4)价格理性预期。本文采用相邻两年价格的比率作为价格预期的代理变量。(5)利率。本文采用1年期存款利率作为利率的代理变量，数据来自中国金融统计年鉴。(6)少儿人口抚养比。本文采用城镇居民少儿人口抚养比，数据来自2001-2009年中国人口和就业统计年鉴。(7)老年人口抚养比。本文采用城镇居民老年人口抚养比，数据来自2001-2009年中国人口和就业统计年鉴。表12000-2009年中国各地区平均消费倾向地区 2000年 2001年 2002年 2003年 2004年2005年2006年2007年 2008年 2009年北京0.82 0.77 0.83 0.80 0.78 0.75 0.74 0.70 0.67 0.67天津0.75 0.78 0.77 0.76 0.77 0.76 0.74 0.74 0.69 0.69河北0.77 0.75 0.76 0.75 0.73 0.74 0.71 0.70 0.68 0.66山西0.83 0.76 0.76 0.73 0.72 0.71 0.72 0.70 0.67 0.67内蒙古0.77 0.76 0.80 0.77 0.77 0.76 0.74 0.75 0.75 0.78辽宁0.81 0.80 0.82 0.84 0.82 0.81 0.77 0.77 0.78 0.78吉林0.84 0.81 0.79 0.78 0.77 0.78 0.75 0.76 0.76 0.78黑龙江0.78 0.77 0.73 0.75 0.75 0.75 0.72 0.73 0.74 0.77上海0.76 0.72 0.79 0.74 0.76 0.74 0.71 0.73 0.73 0.73江苏0.78 0.75 0.74 0.72 0.70 0.70 0.68 0.65 0.64 0.64浙江0.76 0.76 0.74 0.74 0.73 0.75 0.73 0.68 0.67 0.68安徽0.80 0.80 0.79 0.75 0.76 0.75 0.75 0.74 0.73 0.73福建0.76 0.72 0.72 0.74 0.73 0.71 0.71 0.71 0.70 0.69江西0.71 0.71 0.72 0.71 0.71 0.71 0.70 0.68 0.68 0.69山东0.77 0.74 0.73 0.72 0.71 0.69 0.69 0.68 0.68 0.67河南0.80 0.78 0.72 0.71 0.69 0.70 0.68 0.68 0.67 0.67湖北0.84 0.82 0.83 0.81 0.80 0.77 0.75 0.76 0.72 0.72湖南0.84 0.82 0.80 0.79 0.80 0.79 0.78 0.73 0.72 0.72广东0.82 0.78 0.81 0.78 0.78 0.80 0.78 0.81 0.79 0.78广西0.83 0.78 0.74 0.74 0.74 0.76 0.69 0.67 0.68 0.67海南0.76 0.75 0.80 0.76 0.75 0.73 0.76 0.75 0.75 0.73重庆0.89 0.87 0.88 0.88 0.86 0.84 0.81 0.79 0.78 0.77四川0.82 0.81 0.82 0.82 0.83 0.82 0.80 0.78 0.77 0.78贵州0.84 0.78 0.77 0.75 0.75 0.76 0.75 0.73 0.71 0.70云南0.82 0.77 0.80 0.79 0.77 0.76 0.73 0.69 0.69 0.71西藏0.75 0.76 0.86 0.92 0.92 0.91 0.69 0.68 0.67 0.67陕西0.83 0.85 0.85 0.83 0.83 0.80 0.82 0.78 0.76 0.76甘肃0.84 0.82 0.82 0.80 0.80 0.81 0.78 0.79 0.76 0.75青海0.81 0.80 0.82 0.80 0.79 0.78 0.73 0.73 0.70 0.69宁夏0.86 0.83 0.84 0.82 0.81 0.79 0.79 0.72 0.74 0.73新疆0.78 0.77 0.82 0.77 0.77 0.78 0.76 0.76 0.76 0.76平均值0.80 0.78 0.79 0.78 0.77 0.76 0.74 0.73 0.72 0.72资料来源：国家统计局人口就业统计司：中国人口和就业统计年鉴(2001-2009)，中国统计出版社。四、模型估计和检验针对以上多元回归模型，本文采用最小二乘方法进行估计，得到初步估计结果(见表2)。本文显著性水平设置为0.05，即P值小于0.05时，通过参数显著不为零的假设检验。F值为11 780，相对应P值小于0.0001，通过显著性检验，模型整体统计性质良好。实际可支配收入、价格、价格预期、利率、老年人口抚养比通过统计检验，变量少儿人口抚养比没有通过统计检验。变量实际可支配收入、价格、利率与平均消费倾向为显著的负相关关系，价格理性预期、老年人口抚养比和平均消费倾向为显著的正相关关系。剔除不显著变量少儿人口抚养比后，得到最后估计结果(见表2)。除变量少儿人口抚养比外，其他变量的计量结果和理论模型的结论完全一致。实际可支配收入、价格、价格预期、利率、老年人口抚养比都会显著影响居民的消费行为。本文将在控制其他因素的条件下，绘制各个变量和平均消费倾向的散点图(见图1-5)。实证结果如下。第一，实际可支配收入和平均消费倾向具有显著的负相关关系，平均可支配收入增加1万元，平均消费倾向将下降0.047。2001年中国城镇居民人均可支配收入为6 859.6元，2008年为15 780.8元，为2001年的2.3倍；2001年中国城镇居民人均消费支出为5 309.0元，2008年为11 242.9元，为2001年的2.1倍。人均消费支出增长小于支出增长。在控制其他因素的条件下，可支配收入的提高并没有带来消费支出的相应增加。本文认为原因主要有3点：(1)根据凯恩斯绝对消费倾向假说，可支配收入提高，城镇居民消费倾向降低，从而导致平均消费倾向降低；(2)消费习惯是消费的重要影响因素，中国正在经历经济的快速发展，居民收入水平逐渐提高，而居民还在一定程度上保持着过去的消费习惯，从而造成平均消费倾向下降；(3)社会保障制度的不完善、未来的不确定性及中国人的谨慎文化导致居民拥有一个较大的储蓄。图1城镇居民平均每年可支配收入与平均消费倾向散点图图2价格和平均消费倾向散点图图3价格预期和平均消费倾向散点图图4利率和平均消费倾向散点图图5老年人口抚养比和平均消费倾向散点图第二，本期价格和平均消费倾向具有显著的负相关关系，CPI增加1单位，平均消费倾向将下降0.0037。价格的上升将减少城镇居民的当期消费。这个研究结论对中国近些年消费率持续下降有一定的解释，近些年来，中国CPI居高不下，这两个因素导致城镇居民选择了减少消费，是消费率持续下降的重要原因，这一影响对于低收入人群更为显著。第三，预期价格和平均消费倾向具有显著的正相关关系，预期CPI增加，平均消费倾向将上升。居高不下的CPI使得城镇居民普遍有CPI下降的预期，从而当期的CPI上升和预期CPI下降两个因素的结合进一步加剧了近年来消费率持续下降的趋势。第四，利率和平均消费倾向有显著的负相关关系，根据跨期消费最优选择理论，利率越高，居民倾向于将当期的收入用于储蓄，获得更多的资产收入，将用于未来消费，以获得一生效用的最大化。第五，老年人口抚养比和平均消费倾向有显著的正相关关系。老年人口抚养比每提高1个百分点，平均消费倾向将增加0.044。这进一步验证了本文理论模型的结论。随着年龄的增长，人的生理上会表现出新陈代谢放缓、生理机能下降，会逐渐部分丧失和丧失劳动能力，并且有退休制度的统一安排，老年阶段也几乎不向社会提供劳动供给和创造社会财富。而老年人需要社会提供的食品、医疗等消费品，并且需要别人的照顾。一方面，老年人比例的提高会增加社会抚养负担；另一方面，在技术条件不发生变化的情况下，劳动年龄人口比例下降将导致社会总产出水平下降，两方面的共同影响使社会总产出中用于消费的比例上升。因此，老年人的不断增加，将提高社会的抚养负担，进一步提高城镇居民平均的消费倾向。本文的结论和其他研究结论相反。一些学者根据生命周期理论和世代交叠模型得出，老年人口比例提高将降低平均消费倾向，这一结论存在明显的错误，原因就在于生命周期理论和世代交叠模型的假设条件并不符合中国的实际情况：(1)由于中国是一个发展中国家，目前的老年人年轻时代都生活在比较贫穷的年代，那时候很多人都只能维持温饱，更不要说为自己的老年生活储蓄货币，中国老年人生活来源主要不是储蓄，在生命周期理论中，居民一生规划自己的储蓄和消费，在中国并不具备这个条件，在世代交叠模型中，老年人依靠储蓄生活，也不符合中国国情；(2)中国人口消费概念并没有明显的一生规划理念，余永定、李军(2000)认为中国居民是以阶段性消费目标进行储蓄消费的。第六，少儿人口抚养比与平均消费倾向统计关系不显著。理论模型表明，少儿比例的提高会增加居民的平均消费倾向，但是在实证结果中，少儿人口抚养比和平均居民消费倾向关系并不显著。原因在于一个家庭未成年人总体抚养支出对家庭抚养孩子数量弹性较小，由于家庭消费支出项目繁多，抚养后代的支出在整个家庭消费支出中占一个比较固定的比例，父母会因为抚养孩子数量较多降低每个孩子的抚养支出标准，抚养孩子较少时，会给孩子提供更加良好的生活和教育环境，这个比例不会因为孩子数量多少发生太大的波动。2000-2008年，随着经济的快速增长，中国城镇居民生活水平不断提高，下一代教育更加受到重视，每个孩子的教育抚养费用大大增加，虽然少儿人口抚养比为单调下降趋势，但是，下一代教育培养费用在家庭支出的比例并没有呈现显著的下降，在计量模型中，表现为不显著的正相关关系。因此，少儿人口抚养比的变动对于平均消费倾向影响并不显著。五、主要结论和启示本文通过引入人口结构因素，建立了一个基于最优选择的新古典消费理论模型，并以中国城镇居民消费行为作为研究对象，利用2001-2008年中国省际面板数据作为数据来源，在控制其他因素的条件下，考察了少儿人口抚养比、老年人口抚养比和居民消费行为之间的关系，理论模型和实证结果都表明：老年人口抚养比会显著影响居民消费，老年人口比例的提高，将会增加平均消费倾向，而不是降低平均消费倾向。在未来的几十年中，中国老年人口数量和比例会不断增加，在21世纪中叶，将会达到峰值。人口老龄化是中国面临的重要社会问题之一。在经济调控政策中，合理考虑这一变化对经济的影响，才有可能有针对性应对老龄化对中国经济社会带来的冲击。金融危机造成中国对外贸易额的下滑，投资在GDP比例的不断提高，为了保持经济的持续增长和稳定，因此扩内需和增消费是中国宏观经济目前的重要任务。基于以上分析，为了进一步提高消费率，本文提出几点建议：(1)建立更加科学的价格监控和统计机制，发挥宏观调控手段，进一步稳定物价，对于低收入人群提供价格补贴，避免因物价提高给社会造成的严重影响；(2)进一步完善社会保障制度，减少未来不确定性给城镇居民尤其是老年群体消费带来的影响；(3)再次强调，老年人口抚养比的提高将通过抚养负担增加而加大消费倾向，而不是降低，在宏观经济调控中应合理考虑这一因素，采取正确、合理和积极的应对措施。由于农村二元经济的特殊性，农村和城镇居民消费行为在本质上有着差别，而目前的研究并没有给予考虑，这是目前相关研究的最大缺陷。此外，影响居民消费行为的因素还有流动性约束、收入公平性程度、不确定性、地区差异等，由于指标和数据的缺乏及研究的复杂性，而在本文的模型中没有给予充分考虑，这在一定程度上会影响估计结果，这也是未来研究进一步努力的方向。【参考文献】1袁志刚、宋铮(2000)：人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率，经济研究，第11期。2张东刚(2003)：近代日本消费需求变动的因素分析，南开学报，第5期。3李文星等(2008)：中国人口年龄结构和居民消费：1989-2004，经济研究，第7期。4李春琦、张杰平(2009)：中国人口结构变动对农村居民消费的影响研究，中国人口科学，第4期。5李响等(2010)：人口年龄结构与农村居民消费：理论机理与实证检验，江海学刊，第2期。6余永定、李军(2000)：中国居民消费函数的理论与验证，中国社会科学，第1期。7Kraay, A.(2000), Household Saving in China. World Bank Economic Review. Vol. 14, No. 3, 545-570.8Leff, N. H.(1969), Dependency Rates and Savings Rates. American Economic Review. Vol. 59, Issue 5, 886-896.9Modigliani, F. and Cao, S. L.(2004), The Chinese Saving Puzzle and the Life Cycle Hypothesis. Journal of Economic Literature. Vol. 42(1), (Mar.), 145-170.10Horioka, C. Y. and Wan, J.(2006), The Determinants of Household Saving in China: A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data. NBER Working Papers 12723.