老齡化對中國農(nóng)村居民消費的影響分析

胡青華

內容摘要：本文利用中國中部地區(qū)六省2008-2016年的省際面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM估計方法，探究了老齡化對農(nóng)村居民消費的影響。研究結果發(fā)現(xiàn)，老齡化對農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)負面效應，但這一結果在統(tǒng)計意義上并不顯著;而少年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費的影響呈現(xiàn)顯著的正面效應。結合政府支出對居民消費的影響，本文認為老齡化促使國民收入不得不更多的向老年人口傾斜，就業(yè)和社會保障支出有所增加。此外，農(nóng)村居民的消費習慣較為穩(wěn)定，崇尚節(jié)儉、謹慎消費依然是農(nóng)村居民的主要消費理念。

關鍵詞：老齡化 ? 農(nóng)村居民消費 ? 中部地區(qū)

引言

人口年齡結構與居民消費之間的關系一直是學界探討和爭論的焦點。西方國家通過生命周期理論、家庭儲蓄理論等較為快速地建立了相關模型和機制，但是在中國的實際研究中可以發(fā)現(xiàn)，這些理論還未能得到驗證，這與中國特有的發(fā)展改革背景是息息相關的。中國的居民消費率相較于西方國家，一直處于相對較低的水平，更不用說在經(jīng)濟更不發(fā)達的農(nóng)村地區(qū)。自2008年以來，中部地區(qū)湖北省、湖南省、江西省、安徽省、山西省和河南省六個省份的農(nóng)村居民消費率就一直處于下降狀態(tài)，近兩年來雖有逐漸回升狀態(tài)，但尚未達到過去的水平（見圖1）。針對這一現(xiàn)象，國內很多學者通過社會結構、社會保障系統(tǒng)、收入分配不均等角度對此進行了探究和分析。但是，一個重要的因素可能被忽略了，那就是老齡化現(xiàn)象。

自2000年開始，中國就正式進入老齡化社會，農(nóng)村人口的老齡化現(xiàn)象則更加嚴重。中國農(nóng)村一直是一個有待開發(fā)的巨大消費市場。如果老齡化對農(nóng)村居民消費起正面促進作用，那么如何引導農(nóng)村消費力量就成為政府亟需關注的問題;但如果老齡化對農(nóng)村居民消費起到的是負面抑制作用，那么如何通過應對老齡化問題來緩解居民消費率下降問題對政府來說也非常有必要。圖2顯示了2008-2016年中國中部六省農(nóng)村老年撫養(yǎng)比的發(fā)展情況，可以看出是總體呈現(xiàn)一個緩慢的增長態(tài)勢。

文獻回顧

（一）老齡化與居民消費關系的經(jīng)驗研究

目前大多數(shù)經(jīng)驗研究對老齡化與居民消費之間的關系并沒有得出一個統(tǒng)一結論。在國外文獻中，很多研究通過不同的研究方法，如動態(tài)面板GMM估計、固定效應模型估計和面板協(xié)整估計等支持老齡化促進了居民消費的增長（Schrooten and Stephan，2005;Bagchi，2011;Ronald，2014），但也有研究認為老齡化降低了社會的居民消費率（Weil，1999），甚至兩者之間并不存在聯(lián)系（Kohara and Horioka，2006）。在國內文獻的研究中，老齡化與居民消費之間的關系也大體呈現(xiàn)以上三種類型的結論。第一種觀點認為，老齡化會正向促進消費的增長，不論是從城市居民消費傾向角度（王宇鵬，2011），還是從農(nóng)村居民消費傾向角度（陳曉毅，2015）;第二種觀點認為，老齡化與居民消費之間并不存在顯著的相關關系（李文星等，2008）;第三種觀點認為，老齡化會負向阻礙居民消費的增長，導致農(nóng)村居民消費傾向的下降（袁志剛、宋錚，2000;田藝，2016）。因此，人口年齡結構與消費之間的關系依然是學界研究的焦點。

（二）老齡化影響居民消費的機制

關于人口年齡結構與居民消費之間的關系，最具有影響力的要屬生命周期假說（Modigliani and Brumberg， 1954）和家庭儲蓄需求模型（Samuelson，1958）。根據(jù)生命周期假說理論，消費者在不同的年齡階段存在不同的儲蓄和消費行為，青年時期取得的收入除了滿足自身的生存需求外，一部分收入會儲蓄起來，以滿足老年的生活需求，因為老年階段將對應負儲蓄、沒有收入的階段。家庭儲蓄需求模型則引入了家庭中孩子的數(shù)量和質量：當家庭中孩子的數(shù)量較多時，一個家庭會認為儲蓄可以相對應減少;當孩子數(shù)量較少時，家庭對孩子投入的投資將會增加。除以上兩種模型之外，一些宏觀機制也會影響居民消費。直接途徑為老齡化下老年人口規(guī)模的增大引起的居民消費及其結構的變化，間接途徑則通過政府支出、儲蓄、勞動力供給、社會保障等因素來影響居民消費。

模型構建

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源主要有國泰安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站中各省的歷年數(shù)據(jù)、中部六省的統(tǒng)計年鑒以及《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。在已有文獻的研究基礎上，為了深入探究老齡化對農(nóng)村居民消費的影響，本文選取了中部省份湖北省、湖南省、江西省、安徽省、山西省和河南省六個省份，最終整合為2008-2016年的省級面板數(shù)據(jù)。其中，《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》為本文提供了關鍵變量——農(nóng)村老年撫養(yǎng)比和農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比，農(nóng)村老齡化比率則由作者根據(jù)數(shù)據(jù)計算所得，國泰安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站中各省的歷年數(shù)據(jù)則為本研究提供了各個省份的經(jīng)濟狀況數(shù)據(jù)，包括實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民消費水平的比值和人均財政社會保障支出等，中部六省的統(tǒng)計年鑒則幫助本文補充了部分缺失的數(shù)據(jù)。為了消除異方差的影響，本文還對實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民人均純收入和人均財政社會保障支出進行了對數(shù)處理。

（二）變量和模型說明

無論是生命周期假說理論模型，還是家庭儲蓄需求模型，都假定了消費者所處的制度和環(huán)境都相對穩(wěn)定，但對于正處于轉型時期的發(fā)展中國家而言，這一假定是不合理的。并且不同的模型之間的消費函數(shù)假定往往存在沖突，比如生命周期模型假定不同年齡段的消費和儲蓄能力是不一樣的，但也有消費模型認為不同年齡段的群體具備同樣的儲蓄和消費能力。因此，與依托于某種消費模型相反，本文選擇簡約型計量模型來分析老齡化對農(nóng)村居民消費的影響。模型構建如下：

rconsit=α+β1odit+δcontrolit+ui+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

式（1）中，rconsit為被解釋變量，表示各地區(qū)農(nóng)村居民消費率;odit為解釋變量，即農(nóng)村老年撫養(yǎng)比;controlit表示控制變量，ui反映了地區(qū)差異，εit表示殘差項。

農(nóng)村居民消費率（rconsit）指農(nóng)村居民消費支出占各地區(qū)的實際GDP比重。農(nóng)村老年撫養(yǎng)比（odit）表示農(nóng)村65歲及以上人口占農(nóng)村14-64歲人口的比重。

控制變量（controlit）：本文選取了實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)（ln_pgdp）、農(nóng)村居民人均純收入的對數(shù)（ln_inco）、農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比（yd）、城鄉(xiāng)居民消費水平的比值（rinco）、人均財政社會保障支出的對數(shù)（ln_gover）。收入是影響一個地區(qū)和消費者如何進行消費的主要變量，本文選取了實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民人均純收入作為代理變量;城鄉(xiāng)的收入差距水平也會對農(nóng)村的消費水平產(chǎn)生影響，但本文未選用城鄉(xiāng)收入之比，而是選用了更直接的城鄉(xiāng)消費水平比值作為代理變量;社會保障水平也會影響消費者的消費和儲蓄行為，本文因此引入了人均財政社會保障支出;農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比作為老齡化水平的控制變量，也是本文要關注的變量之一。

根據(jù)以上定義，可以將等式（1）展開，得到如下模型：

rconsit=α+β1odit+β2ydit+β3ln_pgdpit+β4ln_incoit+β5rincoit+β6ln_goverit+ui+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

但是，一個人的消費行為往往具備很大的慣性，在實際消費過程中往往存在棘輪效應。為了檢測過往的消費對現(xiàn)在消費行為的影響，本文在模型中引入被解釋變量的滯后項，采用動態(tài)面板GMM的估計方法，最終得到面板數(shù)據(jù)模型如下：

rconsit=α+β0rconsit-1+β1odit+β2ydit+β3ln_pgdpit+β4ln_incoit+β5rincoit+β6ln_goverit+ui+εit ? ? ? ? ? ? ?（3）

式（3）中，rconsit-1就表示滯后一期的農(nóng)村居民消費率。

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計分析?？梢钥闯觯r(nóng)村老年的撫養(yǎng)比要遠遠低于農(nóng)村少年的撫養(yǎng)比，平均值分別達到13.07和26.38。人均地區(qū)生產(chǎn)總值平均值要高于農(nóng)村居民人均純收入，說明我國農(nóng)村居民人均純收入相較于城市居民人均純收入依然處在一個比較低的水平，這也可從城鄉(xiāng)居民消費水平比值上體現(xiàn)出來，城市居民消費水平平均達到了農(nóng)村居民消費水平的3倍左右，人均財政社會保障支出則處于一個較高的水平。

實證模型估計與結果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

為了驗證面板數(shù)據(jù)回歸的平穩(wěn)性，本文采用LLC檢驗方法對主要變量進行了單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。從表2可以看出，本文計量模型中主要變量的p值都小于5%，即均在5%的水平下拒絕“面板包含單位根”的原假設。因此，可認為本文的面板為平穩(wěn)過程。

（二）模型估計

本文采用動態(tài)面板GMM估計方法對方程（3）進行了回歸分析。相比于靜態(tài)面板回歸估計方法，使用GMM估計方法不僅能有效考慮到棘輪效應，還能有效控制內生性問題和克服遺漏變量問題（Schrooten and Stephan，2005）。當前，使用較多的GMM估計方法有兩種，分別為一階差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計。由于在一階差分方程中，水平滯后項被作為內生變量中的弱工具變量，系統(tǒng)廣義矩估計往往能比差分廣義矩估計利用更多的信息，結果也常常更加有效，因此本文將進一步選擇系統(tǒng)GMM估計方法進行研究。

根據(jù)現(xiàn)有文獻常用的處理方法，本文將農(nóng)村老年撫養(yǎng)比和農(nóng)村少年撫養(yǎng)比看作外生變量，而把實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)、農(nóng)村居民人均純收入對數(shù)、城鄉(xiāng)居民消費水平比值、人均財政社會保障支出對數(shù)要么視作弱外生變量，要么視作前定變量，同居民消費率一起將其滯后三期的值作為它們自己的工具變量。此外，為了保證模型結果的穩(wěn)健性，本文在回歸過程中使用穩(wěn)健標準誤進行估計。

（三）基本結果和分析

表3給出了系統(tǒng)GMM的回歸結果。通過表3給出的AR檢驗結果可知，AR（1）和AR（2）統(tǒng)計量的p值分別為0.118和0.180，因此不能拒絕原模型中殘差無自相關的假設。此外，sargan統(tǒng)計量對應的p值為0.258，不能拒絕原模型中工具變量是有效的原假設。因此，本文選取的滯后階數(shù)和工具變量具有一定的合理性。

根據(jù)表3第二列顯示，農(nóng)村居民消費率滯后一期在1%的水平上顯著為正，估計系數(shù)為0.420，說明農(nóng)村居民的消費習慣的確存在棘輪效應。雖然西方文化中提前消費的理念逐漸為國內居民所接受，但是對中國農(nóng)村居民而言，崇尚節(jié)儉、謹慎消費依然是主要的消費理念。此外，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)負面影響，但這一影響在統(tǒng)計意義上并不顯著。農(nóng)村少年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費在5%的顯著水平上呈現(xiàn)正面影響。其他控制變量人均財政和社會保障支出對農(nóng)村居民消費率呈現(xiàn)顯著的正面影響，說明保障水平越高，人們會趨向高消費;城鄉(xiāng)消費水平比值對農(nóng)村居民消費率呈現(xiàn)顯著的負面影響，說明城鄉(xiāng)差距會降低農(nóng)村居民消費率。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的估計系數(shù)為負數(shù)，原因可能在于農(nóng)村居民的消費觀念依然趨于保守，隨著收入的增加人們更多的還是會選擇儲蓄而非消費。

（四）模型檢驗與結果分析

農(nóng)村人口老齡化率?，F(xiàn)有研究通常采用農(nóng)村老年撫養(yǎng)比來研究老齡化對社會、經(jīng)濟的影響。農(nóng)村老年撫養(yǎng)比是指農(nóng)村65歲及以上人口占農(nóng)村14-64歲人口的比例。為了確保結果的可靠性，在模型檢驗中，本文用農(nóng)村人口老齡化率代替農(nóng)村老年撫養(yǎng)比進行了檢驗，將農(nóng)村老年撫養(yǎng)比和農(nóng)村少年撫養(yǎng)比看作外生變量，而把實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)、農(nóng)村居民人均純收入對數(shù)、城鄉(xiāng)居民消費水平比值、人均財政社會保障支出對數(shù)要么視作弱外生變量，要么視作前定變量，同居民消費率一起將其滯后1到3期的值作為它們自己的工具變量。農(nóng)村人口老齡化率是指農(nóng)村65歲及以上人口占農(nóng)村總人口的比例。從表4可看出，估計結果通過自相關序列和sargan檢驗。

通過表4可以看出，回歸結果與基準回歸結果較為一致。農(nóng)村居民消費率滯后一期在1%的水平上顯著為正，估計系數(shù)有所提高，為0.435。農(nóng)村老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)負面影響，但這一影響在統(tǒng)計意義上并不顯著。農(nóng)村少年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費在10%的顯著水平上呈現(xiàn)正面影響就業(yè)和社會保障支出。老齡化可以通過政府支出對居民消費水平產(chǎn)生影響，并且在政府各類支出項目中，就業(yè)和社會保障支出受老齡化影響比較大。因此，為了進一步探究老齡化對農(nóng)村居民消費的影響路徑，本文以就業(yè)和社會保障支出的對數(shù)為被解釋變量、以人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民人均純收入和城鄉(xiāng)儲蓄水平的對數(shù)以及城鄉(xiāng)居民消費水平比值為控制變量進行了系統(tǒng)GMM估計，且同就業(yè)和社會保障支出的對數(shù)一起將其滯后3到5期的值作為它們自己的工具變量。根據(jù)表5可知，估計結果通過自相關序列和sargan檢驗，并且檢驗結果剛好與基準回歸結果相對。

根據(jù)表5第二列顯示，就業(yè)和社會保障支出滯后一期結果并不顯著，說明過去的支出對現(xiàn)今的支出影響并不大。此外，可以看到的是，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比在10%的水平上顯著為正，這一結果說明老齡化對就業(yè)和社會保障支出呈現(xiàn)正面影響，老齡化促進了就業(yè)和社會保障支出。農(nóng)村少年撫養(yǎng)比對就業(yè)和社會保障支出也呈現(xiàn)正面影響，但其結果在統(tǒng)計意義上不顯著。

生命周期理論認為15-64歲為勞動階段，會積蓄收入和財富，65歲及以上則是消耗儲蓄和增加消費的階段。但是本文的結論認為老齡化并沒有促進消費的增長。原因可能在于：第一，生命周期理論提出的背景與中國目前的背景不同。在中國，尤其是在農(nóng)村地區(qū)，65歲及其以上的人口依然處于不得不勞作的階段，并且由于農(nóng)村的社會保障機制更加不健全，農(nóng)村老人為了防止重大疾病等開銷，會更加注重儲蓄的積累。第二，中國農(nóng)村地區(qū)代際關系的緊密程度相比于國外要緊密得多，老齡人口繼續(xù)照顧子女甚至孫子、孫女是一種普遍被接受的現(xiàn)象，在這樣的背景下，為給子孫后代留下更多財產(chǎn)，老齡人口會繼續(xù)選擇低消費和高儲蓄的生活方式。

結論與建議

本文結合政府支出對居民消費的影響，認為老齡化促使國民收入不得不更多的向老年人口傾斜，就業(yè)和社會保障支出有所增加。此外，農(nóng)村居民的消費習慣較為穩(wěn)定，崇尚節(jié)儉、謹慎消費依然是農(nóng)村居民的主要消費理念。

針對本文的結論，提出如下政策建議：首先，不斷推進惠農(nóng)政策、解決好“三農(nóng)”問題，推動城鄉(xiāng)發(fā)展一體化。增加農(nóng)村居民收入是促進農(nóng)村居民消費的主要途徑。其次，重視老齡人口消費市場，刺激老齡人口消費。勤儉節(jié)約是老一輩人的生活理念，但隨著生活水平的提高，老年消費市場有待進一步挖掘。最后，健全新型農(nóng)村社會保障體系，完善養(yǎng)老保險機制，讓農(nóng)村居民消費無后顧之憂。

參考文獻：

1.王宇鵬.人口老齡化對中國城鎮(zhèn)居民消費行為的影響研究[J].中國人口科學，2011（1）

2.陳曉毅.基于年齡結構的我國居民消費研究[D].中央財經(jīng)大學，2015

3.李文星，徐長生，艾春榮.中國人口年齡結構和居民消費：1989-2004[J].經(jīng)濟研究，2008（7）

4.田藝，張育潔.人口老齡化對農(nóng)村居民消費行為的影響分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2016（1）

5.袁志剛，宋錚.人口年齡結構、養(yǎng)老保險制度與最優(yōu)儲蓄率[J].經(jīng)濟研究，2000（11）