人口年齡結構、社會保障水平對居民消費的影響分析

江曉

內容摘要：本文利用我國31個省份2003-2016年的面板數(shù)據(jù)，通過構建以社會保障水平為門檻變量的面板門檻模型，實證檢驗了社會保障水平影響下人口年齡結構對居民消費的非線性影響。研究結果表明，人口總撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對居民消費均存在顯著的非線性效應，隨著社會保障水平的提高，其對居民消費的影響逐漸由負向轉變?yōu)檎?，呈“U”型曲線；老年撫養(yǎng)比變量對居民消費有顯著的促進作用，且隨著社會保障水平的提高，該作用越來越大。

關鍵詞：人口年齡結構 社會保障水平 居民消費 面板門檻模型

引言

當前，我國經(jīng)濟進入了深化改革階段，經(jīng)濟新常態(tài)下我國經(jīng)濟發(fā)展面臨的宏觀環(huán)境發(fā)生了深刻變化。支撐中國經(jīng)濟高速發(fā)展的傳統(tǒng)人口紅利、資源環(huán)境紅利逐漸消退，全球金融危機的影響還在持續(xù)，國際貿易摩擦不斷，導致我國投資和出口疲軟，在此背景下，擴大國內消費需求尤其是居民消費需求成為提振經(jīng)濟的關鍵所在。我國經(jīng)濟發(fā)展的“新常態(tài)”和人口年齡結構新變化的雙重疊加，必然對我國居民消費產生重要的影響。因此，研究人口年齡結構、社會保障水平對我國居民消費的影響，有助于廓清居民消費不足的成因，對于擴大內需和經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

文獻綜述

內需不足一直是制約我國經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展的重要因素，如何破解消費不足、擴大國內需求成為國內外學者關注的熱點問題。消費涉及面較廣，既受個人或家庭決策的影響，也與宏觀經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境息息相關。從現(xiàn)有消費問題研究來看，基本上也是從微觀機制與宏觀環(huán)境兩個層面進行的。在微觀機制方面，個人或家庭決策主要受不確定性、流動性約束、房價水平、高等教育改革和家庭固定資產等因素的影響，進而對居民消費行為產生作用。而在宏觀環(huán)境研究中，涉及的基本因素包括經(jīng)濟發(fā)展水平、城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化進程、對外開放水平等，這些因素都會通過某種機制影響居民消費。

人口年齡結構也是影響居民消費的關鍵因素，這已得到大多數(shù)學者的證實。自從莫迪利安尼等人提出生命周期理論之后，國內外學者對人口年齡結構問題進行了卓有成效的研究，人口年齡結構問題已從早期純粹的人口學問題演變?yōu)橛绊懡?jīng)濟社會發(fā)展的全局性問題。此后國內外學者針對生命周期假說進行了實證檢驗，主要有三種觀點：一是認為生命周期假說完全成立。袁志剛等（2000）通過數(shù)值模擬證實了作為計劃生育政策必然結果的人口老齡化，是城鎮(zhèn)居民儲蓄率不斷攀升的重要因素。祁鼎等（2012）利用動態(tài)面板GMM方法對我國2005-2010年各省面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國老年撫養(yǎng)比的上升不僅沒有降低居民消費，反而促進了居民消費。邱俊杰、李承政（2014）在利用生命周期儲蓄模型逆推出居民消費率的基礎上，利用1991-2011年省級面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，少兒人口負擔比和老年人口負擔比與居民消費率之間存在正向關系，證實了生命周期假說。二是生命周期假說部分成立。王歡、黃健元（2015）利用我國1987-2011年時間序列數(shù)據(jù)進行的實證研究結果表明，我國城鄉(xiāng)居民消費率均與少兒撫養(yǎng)比呈正向顯著關系，而與老年撫養(yǎng)比之間的關系并不顯著。但是，楊繼軍、張二震（2013）的研究卻與上述觀點相左。他們研究發(fā)現(xiàn)少兒人口撫養(yǎng)比的上升傾向于增加居民儲蓄，減少居民消費，而“非生產性”老年人口比例的提高減少了居民儲蓄，有助于促進消費增加。三是生命周期假說不成立。保羅·舒爾茨（2005）對亞洲16國或地區(qū)進行研究發(fā)現(xiàn)，當期消費與人口年齡結構之間的依賴關系并不顯著。王芳（2013）利用路徑分析的研究結果也表明，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對居民消費有抑制作用。郝君富、李心愉（2014）的研究也證實人口年齡結構對居民消費存在負向作用，但是從動態(tài)來看，隨著市場化進程的加快，負向作用程度將會逐漸減弱，最終轉變?yōu)檎蛴绊憽?/p>

通過梳理文獻可以發(fā)現(xiàn)，當前學術界對人口年齡結構與居民消費關系的研究還不完善，未能形成一致的結論，仍需進一步研究和探討。首先，生命周期假說是建立在除人口年齡結構之外其他因素既定的前提下，但是其他因素并不是一成不變的，忽略了其他因素的影響會導致有偏頗的結論出現(xiàn)。其次，人口年齡結構對居民消費的影響可能并不是單獨的、直接影響，也可能通過其他因素間接作用于居民消費，忽略了這種偏效應可能導致結果的無效性。最后，人口年齡結構對居民消費的影響可能存在非線性效應，而不是簡單的線性效應，可能隨著其他因素的發(fā)展變化而出現(xiàn)“拐點”。本文認為人口年齡結構與社會保障水平具有緊密聯(lián)系，人口年齡結構對居民消費的影響可能隨著社會保障水平的完善而發(fā)生顯著變化。一般來說，人口年齡結構對居民消費行為產生作用是基于未來不確定性，例如預期到未來可能發(fā)生的重大疾病支出、養(yǎng)老支出等，都會影響到現(xiàn)期居民的消費行為，而完善的社會保障水平則可以通過顯著的降低居民的不確定性來增加現(xiàn)期消費?；诖?，本文通過建立面板門檻模型，以社會保障水平為門檻變量，實證研究在社會保障水平不斷完善的條件下，人口年齡結構對居民消費的動態(tài)影響。

模型設定及數(shù)據(jù)描述

（一）門檻模型設定

通過文獻分析發(fā)現(xiàn)，盡管國內外學者對人口年齡結構與居民消費的關系莫衷一是，但都認為人口年齡結構是影響居民消費的重要因素，因此本文將人口年齡結構因素納入消費函數(shù)模型。同時根據(jù)已有研究和現(xiàn)實情況，將人均收入水平、城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率作為控制變量引入模型，以使結果模型更加符合現(xiàn)實情況，得出的結果更加可靠。為了檢驗人口年齡結構對居民消費是否存在非線性影響，本文以社會保障水平為門檻變量，建立面板門檻模型進行回歸分析。首先，建立以下單一門檻檢驗模型：

lnConit=β0+β1lnXit×I（RE≤γ）+β2lnXit×I（RE>γ）+β3lnREit+β4lnURit+β5lnGDPit+εit

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，εit為誤差項，I （·）為示性函數(shù)，RE為門檻變量，γ為待估算的門檻值。Con代表居民消費，為本文的被解釋變量，RE代表社會保障水平，UR表示城鎮(zhèn)化率，GDP代表人均國內生產總值。X為本文的關鍵解釋變量，分別用人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）來衡量。

本文門檻變量的含義為：當RE≤γ時，人口年齡結構變量對居民消費的影響系數(shù)為β1；當RE>γ時，人口年齡結構變量對居民消費的影響系數(shù)為β2。如果回歸結果顯示β1=β2，則表明模型不存在門檻效應，應選擇普通面板效應模型；若β1≠β2，則說明人口年齡結構變量對居民消費存在非線性效應。

（二）數(shù)據(jù)描述

本文選擇我國2003-2016年31個省份的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。居民消費水平（Con）用各地區(qū)居民消費額的絕對值來表示，為保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性和消除異方差，對其進行對數(shù)化處理，同時用CPI指數(shù)剔除物價影響。人口年齡結構（X）分別用人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）來衡量。人口總撫養(yǎng)比=（0-14歲人口數(shù)+65歲以上人口數(shù)）/15-64歲人口數(shù)，少兒撫養(yǎng)比=0-14歲人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)，老年撫養(yǎng)比=65歲以上人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)。經(jīng)濟發(fā)展水平是影響居民消費水平的最基本因素，用人均GDP來衡量居民收入水平。由于人均GDP是絕對值，用CPI指數(shù)進行平減，以剔除價格因素。完善的社會保障制度能夠降低不確定性，有助于促進居民消費，用城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率（RE）來衡量社會保障水平。城鎮(zhèn)化水平（UR）用各地區(qū)城鎮(zhèn)化人口占總人口的比重來衡量。

實證分析

（一）門檻效應檢驗

在進行門檻回歸之前，需要進行門檻檢驗，以確定是否存在門檻效應以及門檻值的個數(shù)，檢驗結果如表1所示。由表1可知，人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）模型都存在單一門檻值，且都在1%的顯著性水平上顯著，表明人口年齡結構確實存在以社會保障水平為門檻值的非線性效應。其中，人口總撫養(yǎng)比（TD）和少兒撫養(yǎng)比（YD）模型的門檻值為0.4485，即意味著當城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率達到0.4485后，人口總撫養(yǎng)比（TD）和少兒撫養(yǎng)比（YD）變量對居民消費的影響可能存在非線性的影響。同理，老年撫養(yǎng)比（OD）模型存在單一的門檻值0.4029，意味著當城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率達到0.4029后，老年撫養(yǎng)比（OD）變量對居民消費的影響可能存在不同的影響。

（二）門檻回歸結果分析

為了對比分析，本文將普通面板回歸結果與門限回歸結果放在同一張表格中，結果如表2所示。

第一，在人口總撫養(yǎng)比模型（TD）中，OLS回歸結果顯示人口總撫養(yǎng)比變量對居民消費有負向影響，但并不顯著。當考慮非線性效應時，結果發(fā)生了明顯變化。當城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率低于0.4485時，人口總撫養(yǎng)比對居民消費有負作用（-0.178），當城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險參與率大于0.4485時，人口總撫養(yǎng)比則顯著的促進了居民消費（0.493）。由此可見，人口總撫養(yǎng)比變量對居民消費有非線性影響，隨著社會保障水平的提高與完善，顯著的降低了居民的未來不確定性，有利于促進居民消費，二者呈現(xiàn)先負后正的“U”型特征。

第二，在少兒撫養(yǎng)比模型（YD）中，OLS回歸結果顯示少兒撫養(yǎng)比變量對居民消費有顯著的負向影響（-0.358）。而在門檻模型中，隨著社會保障水平的提高與完善，少兒撫養(yǎng)比對居民消費的影響由負向（-0.450）逐漸向正向（0.755）轉變，開始呈現(xiàn)出顯著的促進作用，表現(xiàn)為“U”型特征。我國計劃生育政策實施了幾十年，顯著降低了少兒撫養(yǎng)比，使得強調人口數(shù)量的生命周期假說在我國并不成立。相反，Becker（1981）的人力資本理論可能更加契合這一時期我國人口年齡結構和居民消費習慣的變遷。隨著少兒撫養(yǎng)比的下降，獨生子女家庭越來越多，子女越來越成為父母的掌上明珠，為子女創(chuàng)造良好的成長條件成為父母努力工作的動力。同時，隨著經(jīng)濟發(fā)展和社會進步，父母對子女的教育越來越重視，父母對子女的教育投資在不斷增加，占家庭支出的比重也在不斷攀升。父母對孩子的重視導致了其對子女人力資本投資的增加，從而出現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比下降而居民消費增加的情況，這一結果符合我國國情。門檻變量為社會保障水平（RE）。X為本文的關鍵解釋變量，在TD模型中代表人口總撫養(yǎng)比變量，在YD模型中代表少兒撫養(yǎng)比變量，在OD模型中代表老年撫養(yǎng)比變量。

第三，在老年撫養(yǎng)比模型（OD）中，不管是在OLS模型中還是門檻模型中，老年撫養(yǎng)比變量都對居民消費有顯著的促進作用，這符合生命周期假說。當社會保障水平較低時，老年撫養(yǎng)比對居民消費的促進作用為0.575，隨著社會保障水平的逐漸完善，老年撫養(yǎng)比對居民消費的促進作用變大為1.854，且更加顯著。這說明隨著社會保障水平的逐漸提高和完善，居民未來的不確定性降低了，弱化了預防性儲蓄動機，有利于釋放潛隱的消費意愿，增加居民消費。完善的養(yǎng)老保險體系一方面通過影響居民收入拉動消費，養(yǎng)老金的給付直接通過增加老年人的可支配收入增加居民的消費支出，同時通過影響居民的持久收入影響居民消費。另一方面，通過影響居民的心理預期拉動消費。預防性儲蓄是風險厭惡的消費者為了預防未來可能發(fā)生的不確定性，避免風險發(fā)生時消費水平出現(xiàn)大幅度下降而進行的儲蓄。在現(xiàn)實生活中，這種不確定性主要來源于收入和支出的波動，由于養(yǎng)老保險能夠為居民提供較為穩(wěn)定的預期收入，因此可以通過養(yǎng)老保險的改善來降低居民對未來收入和支出的不確定性，從而提高居民的消費傾向。

（三）控制變量分析

人均GDP在1%的顯著性水平上顯著，這與大部分學者的研究相一致，收入水平高低將直接影響居民消費水平的高低。城鎮(zhèn)化率（UR）變量顯著促進了居民消費，這在所有模型中都是成立的，說明城鎮(zhèn)化過程有利于擴大居民消費。城鎮(zhèn)人口相對農村居民來說，具有較高的消費能力和消費意愿，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，越來越多的人口被納入市場體系，消費更多的商品和服務。

結論與啟示

第一，在短期內無法根本改變人口年齡結構分布現(xiàn)狀的情況下，可以有目標地通過調整產業(yè)結構、加速經(jīng)濟增長及改革收入分配等路徑刺激消費。本文研究表明，收入水平在1%的顯著性上促進了居民消費，因此增加居民可支配收入，不僅有利于擴大需求，刺激經(jīng)濟增長，還可以緩解流動性約束對居民的影響，減少居民未來支出的不確定性預期。第二，進一步完善社會保障體系。我國居民消費不足、內需不振本質上和我國社會保障制度不健全有密切關系?，F(xiàn)階段，我國社會養(yǎng)老保險制度已經(jīng)基本實現(xiàn)了制度全覆蓋，但提供的保障水平依然有待提高，尤其是農村居民社會養(yǎng)老保障水平。因此我國不僅要解決好城市人口的社會保障問題，還應重視和完善流動人口的社會保障制度，逐步落實政府責任主體地位，進一步發(fā)展城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險，完善新型農村養(yǎng)老保險，促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的養(yǎng)老保險體制早日建立并日趨完善。第三，逐步取消人口流動限制，加快新型城鎮(zhèn)化建設。應鼓勵農村剩余人口流向城市，以增強他們的消費能力和欲望。具體而言，應放松人口流動限制，減輕城鄉(xiāng)戶籍制度障礙。同時，應加強社會管理配套制度改革，保障非城市人口在城市的就業(yè)、住房、醫(yī)療等福利，使他們能消費、敢消費。

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