儲蓄率居高的城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)影響的差異分析

瞿凌云

摘 要：我國經(jīng)濟(jì)不平衡的一個突出特點(diǎn)是高儲蓄率。提升消費(fèi)動力有助于我國經(jīng)濟(jì)在穩(wěn)定和可持續(xù)的基礎(chǔ)上轉(zhuǎn)入新常態(tài)。本文以生命周期理論為研究基礎(chǔ)，動態(tài)求解居民邊際消費(fèi)傾向，分城鄉(xiāng)研究了居民收入的波動和人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對其的影響特點(diǎn)。研究結(jié)論表明：城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為具有較強(qiáng)的慣性，而農(nóng)村居民消費(fèi)水平則依據(jù)收入波動而呈現(xiàn)較高彈性。人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響也是不一樣的，農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律。在生育率不斷下降情況下，農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費(fèi)而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。較完善的社保體制導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老儲蓄動機(jī)較小；由于子女質(zhì)量與數(shù)量的替代效應(yīng)存在，城鎮(zhèn)居民表現(xiàn)出較強(qiáng)的教育儲蓄動機(jī)和饋贈儲蓄動機(jī)。

關(guān)鍵詞：儲蓄率；邊際消費(fèi)傾向；人口年齡結(jié)構(gòu)；收入波動

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）09-0029-07

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)處于“結(jié)構(gòu)性減速”階段，內(nèi)需是經(jīng)濟(jì)增長不可忽略的一個動力因素。大量文獻(xiàn)研究表明在社保體系還未完全建立的情況下，人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變使得居民未來支出和收入不確定，導(dǎo)致居民養(yǎng)老、疾病、子女教育及住房購買等預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)，造成我國現(xiàn)階段消費(fèi)不足（龍志、周浩明，2000；羅楚亮，2004）。國外學(xué)者也關(guān)注到了我國高儲蓄率的本質(zhì)。IMF（2009）認(rèn)為對未來支出的不確定性是我國居民高儲蓄的根源。馬和王（Guonan Ma和Wang Yi，2010）認(rèn)為低生育率水平下，老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比的轉(zhuǎn)變對我國的高儲蓄起到了重要作用。

綜合文獻(xiàn)研究，許多學(xué)者將人口結(jié)構(gòu)作為自變量引入，采用不同方法研究了人口年齡結(jié)構(gòu)變化對消費(fèi)水平的影響，但結(jié)論并不一致（王萍，2013；徐升艷、趙剛、夏海勇，2013；烏拉爾·沙爾賽開、鄧力源，2014；申秋紅，2013）。莫迪利亞尼和布倫伯格（Modigliani和Brumberg，1954）的生命周期假說理論認(rèn)為不同年齡段的人具有不同的消費(fèi)特征，即邊際消費(fèi)傾向在人生歷程中是具有時變性特點(diǎn)的，年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變真正影響了個人的邊際消費(fèi)傾向。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，充分考慮中國城鄉(xiāng)迥異的養(yǎng)老保險體制、教育支出及房價對城鄉(xiāng)居民的影響差異，并結(jié)合邊際消費(fèi)傾向時變性特點(diǎn)及收入波動的“棘輪效應(yīng)”來分析人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與居民邊際消費(fèi)傾向的數(shù)量關(guān)系。

一、理論綜述

人口年齡結(jié)構(gòu)變化對居民消費(fèi)或儲蓄的影響主要有微觀和宏觀兩種機(jī)制。莫迪利亞尼的生命周期理論是從微觀消費(fèi)者的角度出發(fā)來分析微觀行為的宏觀經(jīng)濟(jì)效果，從而使宏觀分析有了一個更堅實的微觀基礎(chǔ)。

（一）微觀機(jī)制影響理論

莫迪利亞尼和布倫伯格（1954）的生命周期假說（Life Cycle Hypothesis，簡稱LCH）認(rèn)為，消費(fèi)者為取得跨期效用最大化，通常會將一生的預(yù)期收入在不同年齡段進(jìn)行最優(yōu)配置。勞動人口的收入除了自身消費(fèi)外，還需撫養(yǎng)下一代，并儲蓄一部分用于退休后的生活。勞動人口往往是正儲蓄，兒童和老齡人口則為負(fù)儲蓄。所以勞動人口比重上升意味著總儲蓄率上升；反之，當(dāng)少兒和老齡人口比重上升意味著總儲蓄率會下降。就我國情況來說，老齡人口通常會遺贈一些財產(chǎn)給后代，同時還會保留一定財產(chǎn)以應(yīng)付意外支出，因此遺贈動機(jī)和謹(jǐn)慎動機(jī)會抵消一部分因老齡人口比重上升而引起的總儲蓄率下降的影響，而在LCH中未考慮這些影響因素。

另一個微觀機(jī)制模型是薩謬爾森（Samuelson，（1958）和內(nèi)爾（Neher，1971）提出的家庭儲蓄需求模型（Household Saving Demand Model，簡稱HSDM）。在此模型中子女是作為儲蓄的替代物，家庭子女?dāng)?shù)較多時，以養(yǎng)老為目的家庭儲蓄相應(yīng)減少；家庭子女?dāng)?shù)較少時，家庭養(yǎng)老儲蓄相應(yīng)較高。與此模型類似的觀點(diǎn)認(rèn)為，家庭孩子數(shù)量與質(zhì)量之間存在替代關(guān)系：家庭孩子數(shù)量與孩子的人力資本投資存在此消彼長的負(fù)向影響機(jī)制（貝克爾，1981）。

（二）宏觀機(jī)制影響理論

從宏觀機(jī)制上講，人口年齡結(jié)構(gòu)變化也會影響居民消費(fèi)率（卡特勒，1990； 霍克和 韋伊，2006；韋伊，1999）。比如，當(dāng)勞動人口呈下降趨勢時，如果社會人均資本存量不變，由于勞動人口減少而節(jié)省的資本投資可以轉(zhuǎn)化為消費(fèi)，從而使人均消費(fèi)水平上升；生育水平的下降往往伴隨老齡人口比重上升。由于人口的強(qiáng)慣性特征，所以后者上升的程度通常小于前者下降的程度，如果少兒人口比重下降引起的消費(fèi)增加大于老齡人口比重上升引起的消費(fèi)減少，則人均消費(fèi)水平也會上升，反之則下降。

上述微觀和宏觀理論表明，人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)的影響是不同甚至還是相反的。因此，人口年齡結(jié)構(gòu)變化究竟如何影響消費(fèi)并沒有確定的答案，需要對實際問題進(jìn)行實證分析。

二、居民消費(fèi)與人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變特征分析

從國際經(jīng)驗來看，發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家人口年齡結(jié)構(gòu)有很大區(qū)別。發(fā)達(dá)國家早在20世紀(jì)50年代就進(jìn)入老齡社會，目前發(fā)達(dá)國家的老齡人口比例已經(jīng)超過了14%。預(yù)計到21世紀(jì)50年代，老齡人口比例將上升到26%，少兒人口比例下降到不足17%，形成倒金字塔狀態(tài)。發(fā)展中國家則是另一幅圖景，不含我國在內(nèi)的發(fā)展中國家目前的老年人口比例還不足5%，預(yù)計到2025年左右，老年人口比例才超過7%。我國作為發(fā)展中國家，人口年齡結(jié)構(gòu)有與眾不同的特點(diǎn)。我國在2000年就進(jìn)入了人口老齡化社會（老齡人口比重超過了7%），且呈不斷加劇狀態(tài)。我國的老齡化程度介于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間，但是居民消費(fèi)率卻既低于發(fā)達(dá)國家，又低于發(fā)展中國家。

（一）居民消費(fèi)率現(xiàn)狀分析

世界銀行發(fā)布的《世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫》的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明：20世紀(jì)70年代以來，世界不同收入水平國家的最終消費(fèi)率在73%—80%之間變化。世界平均最終消費(fèi)率一般在75%—79%的區(qū)間內(nèi)小幅波動，低收入國家最終消費(fèi)率一般維持在80%的水平上。我國的最終消費(fèi)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，且二者差距還在不斷擴(kuò)大。我國的最終消費(fèi)增長率長期低于GDP增長率，這與世界普遍趨勢不符，世界上大多數(shù)國家的最終消費(fèi)增長率高于GDP增長率。由此表明，我國與世界其他國家在消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)增速的關(guān)系上具有明顯差異。

國際貨幣基金組織此前公布數(shù)據(jù)顯示：我國的國民儲蓄率從20世紀(jì)70年代至今一直居世界前列。20世紀(jì)90年代初居民儲蓄占國民生產(chǎn)總值的35%以上，到2005年我國儲蓄率更是高達(dá)51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%。2014年我國人均儲蓄額度高于美國2—3倍，儲蓄率在全世界排名第一，人均儲蓄超過1萬元。

（二）居民儲蓄率與人口轉(zhuǎn)變關(guān)系現(xiàn)狀分析

從20世紀(jì)70年代末開始，我國實行改革開放政策，由此促使經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。幾乎同時實施的計劃生育政策，也推動了我國人口結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)型。表1數(shù)據(jù)顯示：總撫養(yǎng)比的下降主要是由于少兒撫養(yǎng)比下降造成的，而老齡撫養(yǎng)比則呈加速上升趨勢。我們還發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的撫養(yǎng)系數(shù)下降與儲蓄率的上升似乎是同步的。進(jìn)一步將總撫養(yǎng)比分為少兒撫養(yǎng)比和老齡撫養(yǎng)比來看，少兒撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈顯著負(fù)相關(guān)，而老齡撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈正相關(guān)。因此少兒撫養(yǎng)比的下降與老齡撫養(yǎng)比的上升可能造就了居民儲蓄率的上升，而導(dǎo)致了消費(fèi)率的下降。

三、居民消費(fèi)影響因素的實證研究

根據(jù)上述生命周期理論及居民消費(fèi)特點(diǎn)，本文采用狀態(tài)空間模型量化求解居民邊際消費(fèi)傾向的時變性，然后根據(jù)收入波動分析居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”，并用條件異方差反映居民收入的波動性，最后采用多元回歸模型對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

（一）邊際消費(fèi)傾向的狀態(tài)空間模型分析

1. 狀態(tài)空間模型介紹。由于時變性，邊際消費(fèi)傾向往往是一種不可觀察的變量，正是這種不可觀測變量反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的真實狀態(tài)，所以被稱為狀態(tài)向量。通常用UC模型（Unobservable Component Model）來表示含有不可觀測變量的模型，UC模型無法通過常規(guī)回歸方程式來估計，而是采用狀態(tài)空間模型（State Space Model）來擬合。因為狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型，與可觀測變量一起得到估計結(jié)果。狀態(tài)空間模型采用卡爾曼濾波（Kalman filter）①來估計參數(shù)，它是一種迭代算法，使得估計更精確。狀態(tài)空間模型定義如下：

設(shè)[yt]是[k×1]維可觀測向量，包含[k]個經(jīng)濟(jì)變量。[αt]是與這些經(jīng)濟(jì)變量有關(guān)的[m×1]維向量，稱為狀態(tài)向量。其中“信號方程”（signal equation）或稱為“量測方程”（measurement equation）即為：

[yt=Ztαt+dt+μt]， [t=1，2，…，T] （1）

其中，T為樣本長度；[Zt]表示[k×m]矩陣；[dt]、[μt]表示[k×1]向量，且[E（ut）=0，Var（ut）=Ht，cov（ut-1，ut）=0]。

一般地，[αt]的元素不可觀測，但是可以表示為一階馬爾科夫（Markov）過程。即定義為狀態(tài)方程（state equation）或轉(zhuǎn)移方程（transition equation）：

[αt=Ttαt-1+ct+Rtεt]，[t=1，2，…，T] （2）

其中，[Tt]是[m×m]矩陣；[ct]是[m×1]向量；[Rt]是[m×g]矩陣；[εt]是[g×1]向量，且滿足[E（εt）=0，Var（εt）=Qt]。

2. 數(shù)據(jù)說明及實證研究。根據(jù)跨期效用最大化理論，利率也是影響平均消費(fèi)傾向的重要因素。因此本文以我國1985—2012年城鄉(xiāng)的家庭人均總收入、人均消費(fèi)支出及利率數(shù)據(jù)來分析。消費(fèi)水平（[cpt]）以城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出來衡量，收入水平（[yt]）則以城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入來衡量。消費(fèi)水平及收入水平都以CPI指數(shù)折算為實際家庭人均總收入及消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。年利率水平以一年期定期存款基準(zhǔn)利率來衡量，本文以每年年初利率作為當(dāng)期利率水平，并折算為實際利率水平。其中，實際利率=名義利率-通貨膨脹率。

根據(jù)以上經(jīng)濟(jì)理論及模型理論基礎(chǔ)，建立如下狀態(tài)空間模型：

量測方程：[cpt=c1+α1tyt+α2trt-1+εt] （3）

狀態(tài)方程：[α1t=α1t-1+ν1tα2t=α2t-1] [εtνt?N00，σ2εggσ2ν]

（4）

其中，cp為實際消費(fèi)；y為實際收入；r為實際利率；模型的方差[σ2ε]、[σ2ν]和協(xié)方差[g]由待估參數(shù)確定；隨機(jī)系數(shù)[α1t]（邊際消費(fèi)傾向）被限制為參數(shù)的非負(fù)函數(shù)。

采用OLS估計值作為未知參數(shù)的初始值，以回歸方程的殘差平方和作為方差（超參數(shù)）的初始值，分城鄉(xiāng)對實際家庭人均收入與消費(fèi)支出進(jìn)行時變系數(shù)估計。由于居民消費(fèi)對利率變化不敏感，即利率變動在短期內(nèi)對消費(fèi)傾向的影響不顯著，故剔除該變量。狀態(tài)空間模型估計結(jié)果如表2，其中[sr1]、[sr1′]分別表示城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向均值。二者模型回歸結(jié)果顯示：模型在統(tǒng)計意義上具有高度顯著性。這說明居民邊際消費(fèi)傾向適合采用空間狀態(tài)模型進(jìn)行估計。根據(jù)模型可估算出城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向，時變參數(shù)[MPCr]、[MPCc]見圖2。

從圖2可以看出城鄉(xiāng)居民的短期邊際消費(fèi)傾向的變化規(guī)律。對比來看，城鎮(zhèn)居民平均邊際消費(fèi)傾向（0.648）高于農(nóng)村居民（0.555），這主要是由于農(nóng)村地區(qū)社會保障制度相對不健全，而城鎮(zhèn)居民在遭遇失業(yè)或生病時，可以享受一定救濟(jì)金或醫(yī)療保險以化解風(fēng)險。農(nóng)村地區(qū)居民只能依靠自己的儲蓄，因此農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向低于城鎮(zhèn)。

從二者變化趨勢來看，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向呈下降趨勢，農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向呈上升趨勢。根據(jù)弗里德曼的持久收入假說，對于城鎮(zhèn)居民來說，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，住房、教育支出預(yù)期不確定性增強(qiáng)，日常生活工作的風(fēng)險意識逐漸提高，因此傾向選擇較多儲蓄而非現(xiàn)期消費(fèi)，以預(yù)防和滿足未來子女上學(xué)、養(yǎng)老及醫(yī)療等方面的支出。對于農(nóng)村居民來說，邊際消費(fèi)傾向中吃穿用項目占主要比例，其次份額較大的是交通通訊、居住、醫(yī)療消費(fèi)。按照通常消費(fèi)習(xí)慣，隨著收入水平的提高，農(nóng)戶吃穿用的邊際消費(fèi)傾向比例下降，交通通訊、醫(yī)療、文教娛樂及住房的邊際消費(fèi)傾向則會上升。因此，在收入相對較低的年代，我國農(nóng)村居民當(dāng)前的消費(fèi)主要是為滿足生存需要而進(jìn)行的消費(fèi)。隨著農(nóng)戶收入水平的提高，交通通訊消費(fèi)、文教娛樂消費(fèi)與醫(yī)療保健消費(fèi)開始得到關(guān)注，即邊際消費(fèi)傾向逐漸提高。但由于薄弱的農(nóng)村社會保障機(jī)制的存在，農(nóng)村居民的消費(fèi)動力總體不足。

（二）居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”分析

根據(jù)杜森貝利的相對收入理論，居民消費(fèi)不僅受到當(dāng)期收入的影響，還受過去收入的影響。通常的情況是，消費(fèi)水平容易隨收入的提高而提高，而不會隨收入的降低而降低，即居民消費(fèi)往往具有“棘輪效應(yīng)”。本文進(jìn)一步分析消費(fèi)行為的非對稱性，以了解收入波動對居民消費(fèi)水平的影響。

1. 非對稱ARCH模型介紹。居民消費(fèi)行為對其收入上升和下降做出的反應(yīng)是非對稱的，這種非對稱性允許消費(fèi)者對收入上升所做出的反應(yīng)比收入下降更加迅速，因此被稱為“杠桿效應(yīng)”。ARCH模型的主要特點(diǎn)是擾動項[μt]的條件方差與[μt-1]有關(guān)。以ARCH（1）為例，ARCH（1）模型就表現(xiàn)為[μt]的條件方差（[σ2t]）依賴于[μ2t-1]。含有[k]個自變量的回歸模型形式為：

[yt=γ0+γ1x1t+…+γkxkt+μt] （5）

[μ2t]服從AR（1）過程（在[t-1]時刻的所有信息都確定的條件下）：

[μ2t=α0+α1μ2t-1+εt] （6）

其中，[εt]是白噪聲序列，滿足[E（εt）=0]，[E（εtετ）=λ2，t=τ0，t≠τ]；[μt]的條件分布為：[μt?N[0，（α0+α1μ2t-1）]]，即[μt]服從均值為0，方差為[α0+α1μ2t-1]的條件正態(tài)分布。可以看出[μt]的條件方差分兩部分組成：一個常數(shù)項和前一期關(guān)于變化量的信息，用前一時刻的擾動項的平方[μ2t-1]表示（ARCH（1）項）。ARCH模型根據(jù)條件方差設(shè)定形式不同，可以分為TARCH模型、EGARCH模型及PARCH模型。

2. 居民消費(fèi)的非對稱效應(yīng)的實證分析。本文采用上述非對稱效應(yīng)的ARCH模型來分析我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的波動性。首先利用城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)水平數(shù)據(jù)對均值方程進(jìn)行最小二乘估計，然后檢驗其殘差序列是否具有ARCH效應(yīng)。按照AIC和SC準(zhǔn)則，并比較不同的估計效果，認(rèn)為采用EGARCH（1，0）模型較合適，殘差服從Normal（Gaussian）分布條件下的回歸模型如表3。

其中，[cpr，t]、[cpc，t]分別表示t期城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)水平；[μt]表示誤差項；[σ2t]表示條件方差。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的回歸結(jié)果顯示：各個系數(shù)在5%的顯著性水平下具有統(tǒng)計意義，且殘差序列不再具有ARCH效應(yīng)。[μt-1σt-1]項的系數(shù)具有顯著性，說明建立EGARCH模型具有杠桿效應(yīng)。當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平增加（系統(tǒng)沖擊[μt]>0）時，維持[σ2t-1]不變，[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是（1.211+0.009）倍；當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平下降（系統(tǒng)沖擊[μt]<0）時，維持[σ2t-1]不變，[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是（1.211-0.009）倍。由此驗證了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有杜森貝利所提出的“棘輪效應(yīng)”。收入增長時，居民消費(fèi)水平也相應(yīng)增加；當(dāng)收入下降時，消費(fèi)者不會改變以前消費(fèi)習(xí)慣，可能通過動用儲蓄來維持現(xiàn)有的消費(fèi)水平，因此居民消費(fèi)水平下降幅度較弱，說明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平具有不可逆性。

從農(nóng)村居民消費(fèi)水平的回歸結(jié)果可以看出：在5%的顯著性水平下，[μt-1σt-1]項的系數(shù)不顯著（10%的顯著性水平下顯著），即杠桿效應(yīng)不明顯。這主要是由農(nóng)村居民消費(fèi)謹(jǐn)慎性強(qiáng)，且農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性差，所以當(dāng)農(nóng)村居民的收入水平降低，會相應(yīng)減少消費(fèi)支出，預(yù)留生產(chǎn)開支；當(dāng)收入水平升高時，出于對未來預(yù)期收入趨勢的不確定性考慮，仍會謹(jǐn)慎家庭消費(fèi)支出。所以收入水平的變化對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)的影響力大小不盡相同。

用條件異方差序列[σ2t]衡量城鄉(xiāng)居民收入水平的波動性，為消除單位的影響，對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。即除以收入水平均值，得到標(biāo)準(zhǔn)化的衡量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平波動性的指標(biāo)：[σr，Z=σcpr，t]、[σc，Z=σcpc，t]。

（三）年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對邊際消費(fèi)傾向影響的實證分析

根據(jù)上述分析，人口年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、收入水平的波動都會影響消費(fèi)行為。本文以城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)比（[Rr，child]、[Rc，child]）和老齡撫養(yǎng)比（[Rr，old]、[Rc，old]）作為衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo)；以上述EGARCH模型所計算的標(biāo)準(zhǔn)化變異系數(shù)來衡量居民收入水平的波動性（[σr，Z]、[σc，Z]）；以上述狀態(tài)空間模型所計算的時變邊際消費(fèi)傾向（[MPCr]、[MPCc]）作為城鄉(xiāng)邊際消費(fèi)傾向的衡量指標(biāo)，建立多元回歸模型來分析人口年齡結(jié)構(gòu)及收入變動對邊際消費(fèi)傾向的影響。

本文以1985—2012年時間序列數(shù)據(jù)對變量進(jìn)行實證分析。首先對各時間序列取對數(shù)，以減弱異方差的影響。農(nóng)村地區(qū)各序列對數(shù)表示為[LMPCc]、[LRc，child]、[LRc，old]、[Lσc，Z]；城鎮(zhèn)地區(qū)各序列對數(shù)表示為：[LMPCr]、[LRr，child]、[LRr，old]、[Lσr，Z]。為消除虛假回歸的影響，分城鄉(xiāng)對上述各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗），檢驗結(jié)果見表4。由檢驗結(jié)果可知：在5%的置信水平下，零假設(shè)被拒絕，說明時間序列的一階差分為平穩(wěn)序列，即一階單整。由于OLS回歸模型的殘差序列存在偏相關(guān)，故加入MA（1）項，回歸結(jié)果見表5。從回歸結(jié)果可以看出，模型擬合效果良好，MA（1）項系數(shù)顯著，且DW值與2接近，基本消除序列相關(guān)。

表5結(jié)果顯示：在5%的置信水平下，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向有負(fù)向影響。說明隨著少兒撫養(yǎng)比的降低，城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向會提高，這主要是由于生育率水平與人力資本投資的相互影響機(jī)制在城鎮(zhèn)地區(qū)已經(jīng)形成良性循環(huán)。隨著孩子數(shù)量的減少，人們會增加孩子質(zhì)量的投資，特別是孩子教育方面的投資。在家庭子女?dāng)?shù)較少的情況下，父母對子女的婚姻大事非常重視，年輕人盡管步入了勞動年齡人口階段（15—64歲），但是在結(jié)婚成家階段，大多需要來自父母輩的經(jīng)濟(jì)支持以買房安家。所以少兒撫養(yǎng)比降低，反而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向提高。然而，老齡撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向的影響不顯著。從回歸系數(shù)（-0.0374）的符號來看，為負(fù)向的影響。這是因為城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老保險及醫(yī)療保險機(jī)制相對較完善，所以養(yǎng)老儲蓄動機(jī)相對較弱，故回歸系數(shù)在5%的置信水平下不顯著。在5%的置信水平下，收入波動程度對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向有正向影響，但影響較弱（回歸系數(shù)為0.0093）。說明收入受到?jīng)_擊產(chǎn)生波動對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向造成的影響比較微弱，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為慣性較強(qiáng)，即存在“棘輪效應(yīng)”。

表5結(jié)果還顯示：在5%的顯著性水平下，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比對居民邊際消費(fèi)傾向有正向的影響，與城鎮(zhèn)居民恰恰相反。說明在農(nóng)村地區(qū)隨著少兒撫養(yǎng)比的降低，居民的邊際消費(fèi)傾向會降低。這主要是由于農(nóng)村地區(qū)生育率水平下降與人力資本投資還未形成良性循環(huán)，生育率下降未能積極有效促進(jìn)家庭人力資本投資，反而隨著家庭孩子數(shù)減少，消費(fèi)支出會降低，因此邊際消費(fèi)傾向減少。農(nóng)村老齡撫養(yǎng)比對居民的邊際消費(fèi)傾向有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村地區(qū)人們養(yǎng)老儲蓄動機(jī)十分強(qiáng)烈。隨著生育率的降低，家庭孩子數(shù)減少，靠子女養(yǎng)老的傳統(tǒng)保障也有所削弱，故農(nóng)村居民表現(xiàn)出十分強(qiáng)烈的養(yǎng)老儲蓄動機(jī)。在5%的置信水平下，收入波動程度對農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向有正向影響，且影響程度明顯高于城鎮(zhèn)地區(qū)（回歸系數(shù)=0.0371）。由此說明收入的波動性對農(nóng)村居民的影響要大于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)水平的“棘輪效應(yīng)”較弱，邊際消費(fèi)傾向的彈性較高。

四、結(jié)論及建議

以上分析表明，人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響是不一樣的。理論上少兒人口和老齡人口比重高，相應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向應(yīng)該高。以上模型分析表明農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律，在生育率不斷下降情況下，農(nóng)村社保體制尚不完善，農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費(fèi)而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。然而城鎮(zhèn)地區(qū)情況卻不一樣，由于社保體制較完善，所以老齡撫養(yǎng)比提高對養(yǎng)老儲蓄動機(jī)的影響較小，而隨著少兒撫養(yǎng)比減少，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向會提高。同時城鎮(zhèn)居民消費(fèi)滿足相對收入理論，其消費(fèi)行為表現(xiàn)出明顯的消費(fèi)慣性，其消費(fèi)水平易隨收入的提高而提高，而不易隨收入降低而下降，但是農(nóng)村居民消費(fèi)慣性較弱。

（一）建立可持續(xù)發(fā)展的養(yǎng)老保障體制

經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率上升的貢獻(xiàn)率隨著人口老齡化的加劇而被強(qiáng)化。隨著少兒撫養(yǎng)比的降低被弱化，以及人口城市化進(jìn)程的推進(jìn)，人們的消費(fèi)水平逐漸提高。高儲蓄率可能是人口結(jié)構(gòu)變化過程中的客觀規(guī)律，特別是在人口老齡化加劇的情況下，我國人口老齡化速度高于其他發(fā)展中國家，且老齡人口數(shù)量龐大，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險機(jī)制相差懸殊。因此，在未來若干年的快速增長時期，應(yīng)抓緊建立適合我國國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障體制。

（二）化人口壓力為內(nèi)需實力

從人口角度來看，龐大的人口規(guī)模是擴(kuò)大內(nèi)需可挖掘的潛力。然而將人口壓力轉(zhuǎn)化為內(nèi)需實力，居民可支配收入能否提高是關(guān)鍵前提條件。建議提升人口投資和人口素質(zhì)，以增強(qiáng)購買能力；健全社會養(yǎng)老保險機(jī)制，以增強(qiáng)居民對未來預(yù)期的信心；加快人口城市化進(jìn)程，讓農(nóng)村人口既能參與工業(yè)化建設(shè)，也能有經(jīng)濟(jì)實力分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。解決內(nèi)需問題不僅要立足當(dāng)前也要著眼于長遠(yuǎn)，在刺激內(nèi)需過程中統(tǒng)籌解決人口問題，力爭做到經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口發(fā)展協(xié)調(diào)雙贏。

（三）提升新型業(yè)態(tài)升級的內(nèi)需市場

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”要高于農(nóng)村地區(qū)，即消費(fèi)慣性表現(xiàn)更為強(qiáng)烈，這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異存在關(guān)系，因此農(nóng)村消費(fèi)市場仍存在巨大的發(fā)展空間?；ヂ?lián)網(wǎng)時代，消費(fèi)市場結(jié)構(gòu)也正發(fā)生變化。要完成消費(fèi)增長動力轉(zhuǎn)換—從商品消費(fèi)轉(zhuǎn)向服務(wù)消費(fèi)驅(qū)動，從傳統(tǒng)消費(fèi)轉(zhuǎn)向新型消費(fèi)驅(qū)動，從城鎮(zhèn)消費(fèi)轉(zhuǎn)向城鄉(xiāng)化驅(qū)動。受此影響，智慧生活、綠色環(huán)保、全球時尚、文化體育消費(fèi)將成為城鄉(xiāng)消費(fèi)市場發(fā)展的新亮點(diǎn)。

注：

①Kalman濾波是在時刻t給予所有可能信息計算狀態(tài)的最理想的遞進(jìn)過程。其主要作用是當(dāng)擾動項和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時，能夠通過預(yù)測誤差分解計算似然函數(shù)，從而可以對模型中的所有未知參數(shù)進(jìn)行估計。當(dāng)新的觀測值一旦得到，就可以利用Kalman濾波進(jìn)行修正狀態(tài)向量的估計。

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（特約編輯 齊稚平；校對 RR，SJ）