人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)影響效應(yīng)分析

劉小蘭

(福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州350108)

0 引言

目前，在推動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”中，進(jìn)出口和投資為我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)，而消費(fèi)卻沒有充分發(fā)揮其作用，居民消費(fèi)率呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢，1978年居民消費(fèi)率為48．79%，80年代在50%上下波動，但從2000年開始，居民消費(fèi)率逐年降低，2012年降至35．9%，明顯低于日本60%的水平，雖然國家“十二五”綱要明確提出擴(kuò)大內(nèi)需，并且采取了一系列鼓勵(lì)措施，但與歐美、日本等國家相比，我國居民消費(fèi)率依然比較低，內(nèi)需不足問題依然很嚴(yán)峻。

在影響居民消費(fèi)的諸多因素中，可以說計(jì)劃生育政策在有效控制人口規(guī)模的同時(shí)，也給我國帶來了消極影響。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明:自計(jì)劃生育政策實(shí)施以來，我國人口出生率下降了6．15‰，人口自然增長率下降了7．05‰，與此同時(shí)，人口年齡結(jié)構(gòu)與2000年之前相比，老年撫養(yǎng)比呈現(xiàn)明顯的上升態(tài)勢，少兒撫養(yǎng)比遞減速度不斷減小，至2012年，我國老年撫養(yǎng)比達(dá)到12．7%，一胎化生育政策的實(shí)施與人口預(yù)期壽命的增加使我國的人口年齡結(jié)構(gòu)趨于老化。根據(jù)生命周期理論，不同年齡結(jié)構(gòu)人群的消費(fèi)具有差異性，居民消費(fèi)不足直接影響了我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，因此，在當(dāng)前內(nèi)需不足特別是居民消費(fèi)需求不足的背景下，深入分析人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)的影響，并在此基礎(chǔ)上總結(jié)計(jì)劃生育政策的得失，分析十八大提出的實(shí)施“單獨(dú)二孩”政策對我國居民消費(fèi)的影響，正確引導(dǎo)居民消費(fèi)，對完善消費(fèi)理論研究和促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)對消費(fèi)影響的研究已有不少。Modigliani和Brumberg的生命周期假說認(rèn)為在人口構(gòu)成沒有發(fā)生重大變化的情況下，長期來看邊際消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的［1］388-436。舒爾茨根據(jù)16個(gè)亞洲國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)。利用靜態(tài)固定效應(yīng)模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明:人口年齡結(jié)構(gòu)與消費(fèi)之間并不存在重大的依賴關(guān)系［2］991-1018。Wilson利用澳大利亞和加拿大的總量時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分別對儲蓄率和年齡構(gòu)成進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn):單個(gè)國家中不存在人口年齡結(jié)構(gòu)和消費(fèi)關(guān)系［3］199-218。李文星等利用中國1989—2004年的省級面板數(shù)據(jù)和動態(tài)GMM估計(jì)方法考察了撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)的影響，得出少兒撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)有負(fù)面影響，老年撫養(yǎng)系數(shù)對消費(fèi)的影響不顯著［4］118-129。宋保慶等采用狀態(tài)空間模型和向量自回歸模型對我國人口年齡結(jié)構(gòu)和居民邊際消費(fèi)傾向之間的關(guān)系進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn):老年撫養(yǎng)系數(shù)、總撫養(yǎng)系數(shù)和少年撫養(yǎng)系數(shù)依次是居民邊際消費(fèi)傾向的重要影響因子［5］11-17。于學(xué)軍雖然發(fā)現(xiàn)了老齡化與消費(fèi)的關(guān)系，卻沒有建立含有人口年齡結(jié)構(gòu)的消費(fèi)函數(shù)［6］39。張樂和雷良海利用1989—2008年我國各省市的面板數(shù)據(jù)對各區(qū)域人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)率之間的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果顯示:少兒撫養(yǎng)比的降低會引起消費(fèi)率不斷降低，而老年撫養(yǎng)比的提高會引起消費(fèi)率不斷提高，同時(shí)拒絕了生命周期假設(shè)［7］10-21。

從上述研究可以看出:國外學(xué)者對人口年齡結(jié)構(gòu)變動與消費(fèi)關(guān)系的研究較為成熟，但由于不同學(xué)者所采用的研究方法不同，所得的結(jié)論也各不相同;國內(nèi)學(xué)者于學(xué)軍、李建民等自1990年以來就已經(jīng)開始研究人口年齡結(jié)構(gòu)變動與消費(fèi)的關(guān)系，但是他們在建立消費(fèi)函數(shù)時(shí)卻沒有加入人口年齡結(jié)構(gòu)變量。因此，本文將對絕對收入函數(shù)進(jìn)行拓展，在建立消費(fèi)函數(shù)時(shí)加入標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人這一反映人口年齡結(jié)構(gòu)的綜合指標(biāo)，以此來檢驗(yàn)人口年齡結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的影響。

2 我國人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)變動分析

2．1 人口年齡結(jié)構(gòu)變動分析

根據(jù)國際通用的人口年齡結(jié)構(gòu)類型指標(biāo)，當(dāng)一國老年人口比重小于4%，少年人口比重大于40%時(shí)，該國人口類型屬于年輕型，而當(dāng)老年人口比重大于7%，少年人口比重小于30%時(shí)，屬于老年型社會［8］132。根據(jù)這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，我國人口年齡結(jié)構(gòu)類型大致經(jīng)歷了以下三個(gè)階段:1953—1957年，我國迎來第一個(gè)人口出生高峰期，再加上傳統(tǒng)文化的影響，這一階段的人口增長對建國早期的人口年輕化起到了重要作用。1964—2000年，我國處于成年型社會，但這個(gè)階段在計(jì)劃生育政策下，人們晚婚晚育的意識逐漸提高，人口出生率開始下降，同時(shí)死亡率也在下降。2000年后，我國0～14歲的少年人口比重在逐年下降，而老年人口比重卻呈上升趨勢，至2012年，我國老年人口比重達(dá)到9．4%，根據(jù)聯(lián)合國的劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國已經(jīng)屬于老年型的人口結(jié)構(gòu)類型，我國人口年齡結(jié)構(gòu)變化情況詳見圖1所示。

圖1 我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動情況

2．2 居民消費(fèi)變動分析

自改革開放以來，我國的人均GDP和人均消費(fèi)水平都實(shí)現(xiàn)了快速增長，但居民消費(fèi)水平的增長速度低于同期經(jīng)濟(jì)增長速度，詳見圖2所示。

由圖2可知，雖然我國人均GDP和人均消費(fèi)水平都保持了較快的增長速度。1978年居民消費(fèi)率為48．79%，1980—1989年居民消費(fèi)率在50%上下波動，但90代以來，居民消費(fèi)率呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，基本保持在35%左右。尤其是2000年以后，人均GDP與人均消費(fèi)水平差距逐漸加大，導(dǎo)致居民消費(fèi)率逐年下降。

圖2 我國居民消費(fèi)水平與人均GDP增長情況

之所以出現(xiàn)這種情況原因有二。一是自2000年以后，我國人口年齡結(jié)構(gòu)趨于老化，并且老齡化程度在不斷加深，二是我國居民消費(fèi)水平開始出現(xiàn)逐年下降的趨勢，因此，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化很可能是我國居民消費(fèi)水平下降的重要因素。

3 模型的設(shè)定與檢驗(yàn)

3．1 模型的設(shè)定

在有關(guān)年齡結(jié)構(gòu)和消費(fèi)需求的研究中，通常是通過對不同年齡組實(shí)際消費(fèi)類型的觀察或者是通過建立標(biāo)準(zhǔn)來確定不同年齡組的消費(fèi)比例，根據(jù)這個(gè)消費(fèi)比例將不同的需求分配給不同的年齡組，雖然不同的分配比例會有不同的結(jié)果，但它證實(shí)了不同的人口年齡組有不同的消費(fèi)需求，這就間接說明了當(dāng)人口年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生變化時(shí)，消費(fèi)水平也會隨之變化。因此，人口年齡結(jié)構(gòu)是影響消費(fèi)水平的重要因素之一。本文則利用這個(gè)消費(fèi)比例將不同人口年齡組的人口轉(zhuǎn)化成標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人這一綜合指標(biāo)來表示人口年齡結(jié)構(gòu)，在建立消費(fèi)函數(shù)時(shí)加入這一綜合指標(biāo)，以此來檢驗(yàn)人口年齡結(jié)構(gòu)變動對消費(fèi)的影響。

根據(jù)前述國際人口年齡通用標(biāo)準(zhǔn)，假設(shè)15～64歲的成年人為標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人，0～14歲的少年人口的平均消費(fèi)水平是標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的α倍，65歲及以上的老年人口的平均消費(fèi)水平是標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的β倍［9］29-36。若總?cè)丝?P中少年人口的比重為 ch，成年人口的比重為l，老年人口的比重為aged，則一個(gè)國家或地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人口規(guī)模總量為:

SCP=P(α·ch+l+ β·aged)

標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的平均消費(fèi)水平為:

由以上推導(dǎo)可知，標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人這一綜合指標(biāo)包含了人口年齡結(jié)構(gòu)因素，因此，在建立含有標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的消費(fèi)函數(shù)時(shí)，可以只考慮人均收入水平和消費(fèi)習(xí)慣等變量，避免直接將人口年齡結(jié)構(gòu)變量導(dǎo)入消費(fèi)函數(shù)所出現(xiàn)的復(fù)雜模型，同時(shí)也可以顯著降低方程的誤差，引入標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人后消費(fèi)函數(shù)模型可表示為:

其中sct是第t年標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的消費(fèi)水平，yt為第t年人均收入水平(用人均GDP表示)。

當(dāng)考慮消費(fèi)習(xí)慣因素時(shí)，消費(fèi)函數(shù)為:

則總消費(fèi)函數(shù)模型為:

將lt=1-cht-agedt帶入(5)式，可得:

或:

由式(7)可知，當(dāng)α、β的值越接近1時(shí)，老年人口或少年人口的消費(fèi)水平與成年人的消費(fèi)水平差距越小，人口年齡結(jié)構(gòu)對消費(fèi)水平的影響程度越低，反之，當(dāng)α、β的值越偏離1時(shí)，老年人口或少年人口的消費(fèi)水平與成年人的消費(fèi)水平差距越大，人口年齡結(jié)構(gòu)對消費(fèi)水平的影響程度越高。

3．2 數(shù)據(jù)描述

本文利用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》可以得到數(shù)據(jù)期間為1978—2012年的我國GDP、人口、消費(fèi)以及各類價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)，并以1978年作為基年進(jìn)行平減，計(jì)算出人均GDP和人均消費(fèi)水平。再根據(jù)《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算出1978—2012年的分年齡組人口數(shù)和結(jié)構(gòu)數(shù)。

我國由于受傳統(tǒng)文化的影響，老年人口的消費(fèi)水平一般要比勞動年齡人口的消費(fèi)水平低，因此，本文在參考國內(nèi)外文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將少兒人口、勞動年齡人口、老年人口的消費(fèi)比例設(shè)為0．6∶1∶0．8 和 0．7∶1∶0．7［10］141-147，并結(jié)合我國1978—2012年的人口、消費(fèi)和GDP時(shí)間序列數(shù)據(jù)，計(jì)算出標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人和標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人消費(fèi)水平。

3．3 模型的檢驗(yàn)

下面利用上述數(shù)據(jù)和Eviews3．1軟件進(jìn)行回歸分析:

當(dāng)消費(fèi)比例為 0．6∶1∶0．8，不考慮前期消費(fèi)習(xí)慣影響因素時(shí)，回歸結(jié)果如下:

由R2=0．98可知，模型對樣本解釋能力較強(qiáng)，說明我國1978—2012年間的消費(fèi)水平與人均GDP水平關(guān)系的擬合度較高。

當(dāng)消費(fèi)比例為 0．6∶1∶0．8，考慮前期消費(fèi)習(xí)慣影響因素時(shí)，回歸結(jié)果如下:

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)考慮消費(fèi)習(xí)慣因素時(shí)，模型對我國1978—2012年間的消費(fèi)水平與人均GDP水平和消費(fèi)習(xí)慣關(guān)系的擬合度較高，由F值、t值可知回歸方程顯著通過檢驗(yàn)。由R2=0．99可知，當(dāng)考慮消費(fèi)習(xí)慣時(shí)，模型的擬合度大于前面的模型，對于未來我國消費(fèi)水平預(yù)測的精確度更高。

當(dāng)消費(fèi)比例為 0．7∶1∶0．7，不考慮前期消費(fèi)習(xí)慣影響因素時(shí)，回歸結(jié)果如下:

當(dāng)消費(fèi)比例為 0．7∶1∶0．7，考慮前期消費(fèi)習(xí)慣影響因素時(shí)，回歸結(jié)果如下:

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)消費(fèi)比例為 0．7∶1∶0．7時(shí)，模型的擬合度也較高，解釋能力也較強(qiáng)，各參數(shù)也顯著通過檢驗(yàn)。因此，這兩組具有代表性的數(shù)據(jù)所得的擬合度都符合要求，上述所建立的模型可用來對未來消費(fèi)趨勢進(jìn)行預(yù)測。

綜合上述模型，以消費(fèi)比例為 0．6∶1∶0．8 所得模型為例，將所得到的模型參數(shù)代入總消費(fèi)函數(shù)模型(7)，即將a=2 045．13，b=0．352 帶入式(7)，即可得到含有人口年齡結(jié)構(gòu)的總消費(fèi)函數(shù):

由上式可知，人口年齡結(jié)構(gòu)也是影響消費(fèi)水平的重要因素，當(dāng)人口老年化程度增加1單位時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)將會降低409．03單位，由此可知，標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)水平與老年人口比重呈負(fù)相關(guān)，老齡化程度的加深會降低標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)水平，與此同時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)水平與人均 GDP呈正相關(guān)，人均GDP的增加會提高消費(fèi)水平，但是消費(fèi)水平的提高幅度會因?yàn)槿丝诶淆g化的加劇而降低。

4 結(jié)語

本文以凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)為基礎(chǔ)，引入標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人這一綜合指標(biāo)，建立了一個(gè)含有人口年齡結(jié)構(gòu)因素的消費(fèi)函數(shù)，并在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國1978一2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)考察了人口結(jié)構(gòu)變化對消費(fèi)的影響，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn):建立消費(fèi)函數(shù)加入標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人這一綜合指標(biāo)進(jìn)行回歸估計(jì)時(shí)，模型具有較高的擬合優(yōu)度。這表明人口年齡結(jié)構(gòu)變動，特別是老年人口比重的不斷提高，會使人均收入提高所帶來的消費(fèi)水平提高的速度減弱，老年人口比重增加會削弱未來的消費(fèi)能力。由于人口結(jié)構(gòu)的變化是必然的，因此，勞動人口所占比重較大所形成的人口紅利無法持續(xù)，為了平穩(wěn)度過這一時(shí)期，我國應(yīng)當(dāng)注意以下幾點(diǎn):

一是建立可持續(xù)養(yǎng)老保障模式。適當(dāng)?shù)睦夏耆丝陔m有促進(jìn)消費(fèi)之效。但隨著老年人口比重的增加和勞動人口比重的減少，社會養(yǎng)老負(fù)擔(dān)逐漸加大，一旦居民無法承擔(dān)其壓力，其其后果將是經(jīng)濟(jì)增長的下滑，這又會進(jìn)一步增加居民的壓力，整個(gè)經(jīng)濟(jì)體將陷入螺旋式下降的惡性循環(huán)中，后果將不堪設(shè)想，因此，建立合理的適合中國國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障模式已經(jīng)迫在眉睫。

二是在堅(jiān)持計(jì)劃生育政策的同時(shí)，合理實(shí)施“生育放松”政策。我國的計(jì)劃生育政策是在一定的歷史條件下形成的，但如果繼續(xù)實(shí)施“一胎化”生育政策，那么，未來40年里我國將會出現(xiàn)人口負(fù)增長的問題。至2050年，0～14歲少兒人口比例將下降到11%左右;15～64歲勞動年齡人口比例將下降到60%左右;65歲及以上老年人口比例將上升到28%，總?cè)丝谀挲g將會進(jìn)入全面老齡化階段。因此，如何在堅(jiān)持計(jì)劃生育政策的同時(shí)，實(shí)施“單獨(dú)二孩”政策，改變我國人口年齡結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，緩解不斷加劇的人口老齡化以提高消費(fèi)水平便成為當(dāng)務(wù)之急。

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