人口老齡化對我國居民消費水平的影響及區(qū)域差異

金 浩,李宇佳

(河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,天津 300400)

一、引言

改革開放四十年來,中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛,GDP總量持續(xù)高速增長。1978 年,中國經(jīng)濟(jì)總量位居世界第十一位,2010 年已然躍居日本之上,成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。然而,消費并沒有隨著GDP 的增長而高速增長,與之相對應(yīng)的是消費率持續(xù)下降以及消費水平增速放緩。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù),1978 年初,我國居民消費率是48.4%,在1981 年達(dá)到頂峰53.2%,此后一直在波動中總體趨于下降,到2018 年,消費率降到39.4%[1],我國居民消費水平的增長速度也十分緩慢,長期停滯不前。消費對我國國民經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行起著至關(guān)重要的作用,消費不足不僅會造成產(chǎn)能過剩,還會使我國經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重依賴出口,進(jìn)而制約我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長,中國居民的消費水平亟待提高。

中華人民共和國成立以來,我國的生育政策特別是計劃生育國策得到了有效實施,人口的年齡結(jié)構(gòu)不斷發(fā)生改變,我國人口出生率不斷下降,老年人口的比重不斷上升。據(jù)《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示,2000 年我國65 歲以上的老年人口比重為7.0%,已經(jīng)達(dá)到了聯(lián)合國規(guī)定的一個地區(qū)進(jìn)入老齡化社會的通用國際標(biāo)準(zhǔn),這標(biāo)志著我國繼歐洲和美國等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體之后,也于2000 年正式邁入了老齡化社會。通常來說,人口老齡化是社會和經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展到一定高度后的產(chǎn)物,而中國邁入老齡化主要源于中華人民共和國成立初期人口生育高峰期的積累以及20 世紀(jì)70 年代計劃生育政策的有效實施,因此“未富先老”狀況顯著。中國現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、醫(yī)療衛(wèi)生條件以及社會保障制度都不足以應(yīng)對老齡化帶來的挑戰(zhàn),并且經(jīng)濟(jì)增長的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于老齡化的速度,截至2018 年,我國老年人口比重為11.9%,而1997 年僅為6.7%,僅僅20 年就高出了5 個百分點[2]。我國人口老齡化進(jìn)程加速推進(jìn),老齡化速度處于世界前列。

從實際情況來看,老齡化趨勢不斷加重勢必會對一個國家的消費甚至經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的各方面產(chǎn)生影響。根據(jù)生命周期假說,老年人是消費大于收入的群體,這種群體的擴(kuò)大對生活和養(yǎng)老方面消費的改變會影響整個社會的消費結(jié)構(gòu)。但同時隨著人口年齡結(jié)構(gòu)的不斷老化,勞動力供給、生產(chǎn)率以及有效需求必然會減少,經(jīng)濟(jì)增長受到制約進(jìn)而對居民消費產(chǎn)生不利影響。因此,本文基于老齡化進(jìn)程不斷加快以及消費需求長期疲軟這兩個社會關(guān)注的熱點問題,重點研究人口老齡化對消費的影響,有利于厘清人口老齡化對消費的具體影響機(jī)制。從人口學(xué)的角度探究我國消費長期低迷的原因,對于促進(jìn)我國居民的消費具有重要指導(dǎo)意義,對于政府部門的人口政策調(diào)整以及有效擴(kuò)大內(nèi)需政策的提出也可提供有益借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani et al.[3]的生命周期假說理論開創(chuàng)了人口年齡結(jié)構(gòu)和消費關(guān)系的理論先河,把人的一生分為少年、壯年和老年三個階段,認(rèn)為理性人為了實現(xiàn)效用最大化,通常會根據(jù)自己的預(yù)期收入在自己一生中的各時期配置財富,合理進(jìn)行消費和儲蓄。消費和儲蓄會隨著年齡的改變發(fā)生變化,少年和老年時期消費大于儲蓄,壯年時期消費通常小于儲蓄。因此,社會上年輕人和老年人比例增大會對居民消費起到促進(jìn)作用,反之,壯年人口比例增大會抑制居民的消費水平。此后,國內(nèi)外人口老齡化與消費水平關(guān)系的相關(guān)研究都是以生命周期假說為理論基礎(chǔ)進(jìn)行的。

從研究對象來看,學(xué)者對老齡化與消費關(guān)系進(jìn)行研究時選擇的對象有所不同,有單獨分析某個省份的,也有對國家總體狀況進(jìn)行研究的。李萌[4]以北京市為研究對象,考察了北京市人口年齡結(jié)構(gòu)與消費的動態(tài)關(guān)系。梁建英等[5]選取了河北省的相關(guān)數(shù)據(jù),從儲蓄角度和消費角度考察了人口老齡化與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期動態(tài)關(guān)系。關(guān)于中國老齡化對消費影響的研究,大部分學(xué)者側(cè)重對中國整體層面或者城鄉(xiāng)差異進(jìn)行分析。王勇等[6]通過中國城鎮(zhèn)的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建計量模型,研究了人口老齡化對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響。胡青華[7]以中國農(nóng)村為研究對象,利用有代表性的中部六省的面板數(shù)據(jù)探究了農(nóng)村地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)的消費效應(yīng)。石明明等[8]基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)考察了老齡化對中國家庭消費的影響,并進(jìn)行了城鄉(xiāng)樣本的分類研究。

從研究方法來看,國內(nèi)外學(xué)者采用的模型各具特色。Modigliani et al.[9]以生命周期假說為基礎(chǔ),利用協(xié)整的方法對中國1953—2000 年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,考察了中國人口撫養(yǎng)比與居民消費率之間的內(nèi)在聯(lián)系。王森[10]、李萌[4]分別以全國和北京市的時間序列數(shù)據(jù)建立了向量自回歸模型,分析老齡化與消費的動態(tài)關(guān)系。徐媛媛等[11]、李田芳[12]則分別對西北五省和全國農(nóng)村的相關(guān)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了GMM 估計和GLS 估計。林曉珊[13]對中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了分位數(shù)回歸分析,探究了家庭老齡化程度對家庭消費的影響。

從研究結(jié)論來看,國內(nèi)外關(guān)于人口老齡化對居民消費水平影響的現(xiàn)有研究結(jié)論各不相同,主要包括促進(jìn)、抑制、不確定性影響以及不顯著四種。Modigliani et al.[3]提出老年人是消費大于收入的群體,社會上老年人比重上升會促進(jìn)居民的消費水平增加。Demery et al.[14]利用1969—1998 年的英國家庭數(shù)據(jù)對英國人口老齡化與居民消費率的關(guān)系進(jìn)行了實證研究,得出人口老齡化與居民消費率正相關(guān)的結(jié)論。與生命周期理論一致,李田芳[12]分析得出老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民人均消費有顯著的正向影響。然而,劉紅梅[15]的實證研究結(jié)論表明上海市老齡化程度的加劇會促進(jìn)居民進(jìn)行儲蓄,進(jìn)而不利于他們的消費。馮炳純[16]認(rèn)為,老年人的消費欲望相較年輕時期大幅縮減,且民生財政支出的提升負(fù)擔(dān)了他們部分醫(yī)療費用,因此老齡化水平的提升顯著抑制了居民的消費。王森[10]分析得出中國老少比對居民消費呈現(xiàn)正負(fù)交替的影響效應(yīng),且老少比對人均消費影響遠(yuǎn)小于人均收入的影響。Horioka et al.[17]對中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,結(jié)果表明,人口老齡化對居民消費水平的影響不顯著。

綜上所述,由相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論來看,關(guān)于人口老齡化對居民消費水平的影響尚無定論,這可能是由研究對象、模型建構(gòu)、變量和數(shù)據(jù)選取的差異造成的,因此人口老齡化對我國居民消費水平的影響還有待進(jìn)一步探究。此外,考慮到大部分學(xué)者的研究側(cè)重對中國整體層面或者城鄉(xiāng)差異進(jìn)行分析,鮮有學(xué)者以東中西區(qū)域差異視角進(jìn)行研究。本文基于2001—2018 年我國的省級面板數(shù)據(jù),分別針對全國總體以及東中西三大區(qū)域人口老齡化與居民消費水平的關(guān)系進(jìn)行PVAR 動態(tài)分析。同已有文獻(xiàn)相比,本文考慮到了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的因素,將東中西區(qū)域納入到研究對象的范圍中;同時考慮到現(xiàn)有的此類研究所采用的研究方法多是利用時間序列或面板數(shù)據(jù)進(jìn)行普通的回歸分析,小部分學(xué)者利用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR 分析,鮮有學(xué)者利用PVAR 模型研究這一問題。鑒于此,本文利用省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行PVAR估計,重點考察人口老齡化沖擊對我國居民消費水平未來期的動態(tài)影響。

三、人口老齡化對居民消費水平的影響機(jī)制

根據(jù)Modigliani et al.的生命周期理論,少年時期,人們通常有著較為強(qiáng)烈的消費欲望,而收入?yún)s很少或是沒有,此時消費大于收入形成了負(fù)儲蓄;到了壯年時期,人們隨著年齡增長消費欲望逐漸降低,收入?yún)s是一生中最高的時期,在這階段收入大于消費形成正儲蓄;老年時期,由于老年人通常沒有收入來源,卻因為身體原因需要不少的消費開支,因此老年階段也會形成負(fù)儲蓄。勞動年齡人口的收入可以分為四部分,分別用于自身消費、撫養(yǎng)子女、贍養(yǎng)父母以及為自己年老后的消費做儲蓄。因此,當(dāng)老年人口比重降低時,即勞動人口比重上升時,整個社會更傾向儲蓄,儲蓄增加就會導(dǎo)致消費率的降低。與之相反,老年和少年人口比重增加后,即伴隨著勞動年齡人口比重的降低,整個社會更加傾向消費,進(jìn)而導(dǎo)致居民的消費率提高。因此,生命周期假說最終得出的結(jié)論就是,老年和少年人口的增加,會促進(jìn)居民的消費,反之則會抑制居民的消費。然而,考慮到我國的實際情況,老年人的預(yù)防性儲蓄理論、遺贈動機(jī)以及啃老行為等因素都可能導(dǎo)致消費增長的“漏出”,甚至?xí)纬膳c生命周期理論相反的結(jié)論。

1.老年人的預(yù)防性儲蓄心理。根據(jù)我國的現(xiàn)實情況,不完善的養(yǎng)老體系和社會保障制度使得老年人對自己的未來缺乏安全感,考慮到未來的不確定性因素,他們就會為日后自身的養(yǎng)老和醫(yī)療問題作出預(yù)防性儲蓄,減少日常的消費。此外,老年人的消費行為也會影響子女消費的心理預(yù)期,父母的謹(jǐn)慎消費會讓他們提前感知未來的養(yǎng)老壓力,為了避免日后負(fù)擔(dān)過重,子女就會自發(fā)降低當(dāng)前的消費,增加儲蓄來應(yīng)對養(yǎng)老壓力。因此,老年人的預(yù)防性儲蓄心理可能會導(dǎo)致整個家庭減少當(dāng)期的消費,不利于消費的增長。

2.遺贈動機(jī)。中國的老年人通常有很強(qiáng)烈地愛護(hù)子女的動機(jī),為了確保子女未來能夠擁有更美好的生活,他們通常會減少自己當(dāng)期的消費,更傾向增加儲蓄以便未來有更多的遺產(chǎn)留給下一代,為子女日后的生活做儲備。此外,遺贈行為也可以督促子女更好地照顧父母,使他們安度晚年。老年人的這種強(qiáng)烈的遺贈動機(jī)顯然不利于促進(jìn)我國的消費。

3.啃老行為。啃老行為在我國十分普遍,有很多達(dá)到勞動年齡并且具備勞動能力的年輕人沒有參加工作,而是依靠父母資助生活。這種現(xiàn)象在城市尤為嚴(yán)峻,據(jù)統(tǒng)計,有30%的年輕人以及65%的家庭存在啃老行為。這種啃老行為一方面使得老年人年輕時積累的儲蓄留給了子女消費,限制了自身的消費;另一方面也是對人力資本的浪費,這些啃老族降低了社會的總產(chǎn)出,進(jìn)而抑制了消費的增長。因此,嚴(yán)重的啃老行為也是老齡化促進(jìn)我國消費增長的一個阻礙。老齡化對我國居民消費水平的影響機(jī)制如圖1 所示。

圖1 老齡化對居民消費水平的影響機(jī)制

四、變量說明與模型構(gòu)建

(一)變量說明與數(shù)據(jù)來源

由于人均消費更能反映個體的消費水平,本文選用人均消費支出作為居民消費水平的代理變量,選用人口老齡化系數(shù)(老年人口比重)作為人口老齡化程度的代理變量。有很多因素可能對消費帶來影響,但是考慮到面板VAR 模型設(shè)置的變量過多會使得其假設(shè)檢驗的自由度降低,進(jìn)而導(dǎo)致模型的估計和解釋能力變差,本文只將影響消費的重要因素人均可支配收入引入了模型。本文搜集了中國31 個省份(不包含港澳臺地區(qū))2001—2018 年的數(shù)據(jù)資料,所有數(shù)據(jù)來源于2002—2019 年的《中國統(tǒng)計年鑒》[1]及《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》[2]。其中,老齡化系數(shù)根據(jù)各省份65 歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎赜嬎愣鴣?用aging表示,數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于2013 年之前的居民可支配收入和人均消費支出是分城鎮(zhèn)和農(nóng)村統(tǒng)計,各省份2001—2012 年的人均消費支出以及人均可支配收入數(shù)據(jù)不能直接在《中國統(tǒng)計年鑒》獲得,本文人均消費支出根據(jù)各省份城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均消費的加權(quán)平均計算而來,權(quán)重是各省份城鎮(zhèn)人口比重和農(nóng)村人口比重,人均可支配收入的數(shù)據(jù)亦是如此。為了剔除通貨膨脹的影響,居民人均消費支出以及人均可支配收入均以2001 年的數(shù)據(jù)作為基期進(jìn)行物價指數(shù)平減,物價指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。同時,為了消除異方差的影響,分別對人均消費和人均收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理,分別用lncons和lninc表示。本文將全國分為東部、中部和西部三個區(qū)域①,主要使用的計量軟件為Stata 14。為了初步了解我國三大區(qū)域老齡化程度、收入和消費水平的差異特征,本文首先利用2001—2018 年的數(shù)據(jù)對全國以及東中西區(qū)域的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計描述分析(受文章篇幅限制,變量描述統(tǒng)計表不在此處列出)。

通過對三個變量的描述統(tǒng)計,發(fā)現(xiàn)我國東中西部地區(qū)的消費水平、收入水平以及老齡化程度出現(xiàn)了明顯的分化特征。消費水平東部最高,中部次之,西部最低。收入水平以及老齡化程度也與該順序一致。全國范圍各變量平均水平都位于東部和中部之間,且與中部地區(qū)數(shù)值較為接近。由此可見,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)通常消費水平以及老齡化程度也比欠發(fā)達(dá)的地區(qū)要高。東中西部地區(qū)代表了不同的老齡化和經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展階段,不同的發(fā)展階段,老齡化程度和收入對消費水平的影響大小、方向是否存在差異以及三個變量具體的互動關(guān)系如何,是我們進(jìn)一步實證研究的目標(biāo)。

(二)模型構(gòu)建

向量自回歸模型(VAR 模型)通常用聯(lián)立方程的形式表示,VAR 系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量都可以作為模型中所有變量(包括自身在內(nèi))滯后項的函數(shù),可以用來分析變量之間的動態(tài)關(guān)系[18]。

本文使用的數(shù)據(jù)是省級面板數(shù)據(jù),因此構(gòu)建了包含老齡化、收入和消費三個向量的面板向量自回歸模型(PVAR)分析人口老齡化對居民消費水平的影響。該方法最早由Holtz-Ezkin 等提出,并由Lutkepohl、Love 不斷發(fā)展,已經(jīng)成為一種比較成熟的研究工具[19]。面板VAR 模型結(jié)合了VAR 系統(tǒng)和面板模型的優(yōu)點,不僅可以克服遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,還考慮了個體差異性,進(jìn)而可以更加精確地估計變量之間的動態(tài)關(guān)系。

本文的PVAR 模型基本形式如下:

其中,i表示地域單元,i=1,2,3,…,30,31 表示省份;t代表時間單元,t=2001,2002,…,2017,2018;yi,t是包含三個變量的內(nèi)生變量矩陣,yi,t={dlncons,dagingdlninc};yi,t-j代表解釋變量矩陣,由各變量的滯后項組成;a0表示此函數(shù)的截距項矩陣;k表示回歸分析之前根據(jù)AIC、BIC、HQIC 三準(zhǔn)則所確定的最優(yōu)滯后階數(shù);βj為各變量滯后第j階的系數(shù)估計矩陣,γi為固定效應(yīng)向量,φt則是時間效應(yīng)向量;εi,t是隨機(jī)誤差項。

本文基于PVAR 模型的具體三變量聯(lián)立方程可以寫為:

其中,dlncons表示lncons的一階差分。

δ11…δ1k,θ11…θ1k,ω11…ω1k1,…,θ31…θ3k,ω31…ω3k1均為各變量滯后項的GMM 估計系數(shù)。

PVAR 模型的構(gòu)建主要包括三步:(1)面板GMM 估計,可以衡量模型中各變量之間的回歸關(guān)系。(2)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析,通過函數(shù)關(guān)系式描繪脈沖響應(yīng)圖來說明一個內(nèi)生變量的沖擊對其他內(nèi)生變量帶來的動態(tài)響應(yīng)。(3)方差分解,即各變量的方差分解到每一個擾動項上,能夠觀測到在結(jié)構(gòu)沖擊中各變量對內(nèi)生變量變動的貢獻(xiàn)度。

五、人口老齡化對居民消費影響的實證檢驗

(一)面板單位根檢驗

在進(jìn)行PVAR 模型估計前,為了確保模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性,首先需要檢驗各變量是否平穩(wěn)。本文同時采用了LLC 檢驗法、IPS 檢驗法和PP 檢驗法三種方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗,有助于保證單位根檢驗結(jié)果的精確度以及克服檢驗法自身的局限性。由于檢驗原理存在差異,我們的檢驗結(jié)果以三種檢驗方法的一致性為準(zhǔn),檢驗結(jié)果見表1。

由表1 可得,原始序列中全國、中部以及西部地區(qū)的lncons和aging,東部地區(qū)的lninc和aging變量在IPS 檢驗中都接受了原假設(shè),PP 檢驗中東部地區(qū)的aging以及中部地區(qū)的lncons也接受了原假設(shè),即存在單位根,變量不平穩(wěn)。為了消除這種隨機(jī)性趨勢,本文對所有變量進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行檢驗,所有變量都在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),通過了平穩(wěn)性檢驗,說明所有區(qū)域的變量lncons、lninc、aging均為一階差分平穩(wěn)序列,故可以對其差分序列進(jìn)行PVAR 分析。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

(二)最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

在進(jìn)行回歸分析之前,本文根據(jù)AIC、BIC、HQIC三個準(zhǔn)則來確定PVAR 的最優(yōu)滯后階數(shù),根據(jù)獲取信息最小擇優(yōu)選擇(受文章篇幅限制,三準(zhǔn)則選擇結(jié)果表格不在此處列出)。根據(jù)三準(zhǔn)則結(jié)果,全國數(shù)據(jù)的三個準(zhǔn)則均在4 階最小,因此最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)該為4。東部地區(qū)和中部地區(qū)BIC 在1 階達(dá)到最小,AIC 和HQIC 在4 階達(dá)到最小;西部地區(qū)BIC 在3 階達(dá)到最小,AIC 和HQIC 在4 階達(dá)到最小。根據(jù)多數(shù)原則,東中西地區(qū)最優(yōu)滯后階數(shù)都應(yīng)該選取4。

(三)PVAR 模型分析

1.面板矩估計。PVAR 模型估計的前提是變量平穩(wěn),否則會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,根據(jù)上文的變量平穩(wěn)性檢驗,利用各變量一階差分后的平穩(wěn)數(shù)據(jù)建立PVAR 模型進(jìn)行后續(xù)分析。daging代表老年人口比重的增長,dlninc逼近于人均可支配收入增速,dlncons近似于人均消費支出增長率,三個平穩(wěn)變量對于解釋老齡化和收入對消費水平的影響依然有較好的代表性。本文采用Helmert 向前均值差分法消除固體效應(yīng),進(jìn)而可以利用滯后變量作為工具變量進(jìn)行GMM 估計。由于本文分析的主要是人口老齡化對消費水平的影響,因此只列出了以dlncons為依賴變量,各變量滯后四階為自變量的系數(shù)估計值(見表2)。

表2 PVAR(4)系數(shù)估計結(jié)果

表2 匯報了PVAR 的GMM 系數(shù)估計結(jié)果。全國滯后一期人口老齡化對消費水平存在顯著的正向影響,滯后二期、三期以及四期人口老齡化對消費水平是負(fù)向影響,其中滯后二期和三期的負(fù)向影響較為顯著。由此說明,全國人口老齡化程度對消費水平的影響效應(yīng)存在非線性特征。在老齡化發(fā)展的初期對消費水平具有推動作用,而在后期這種促進(jìn)作用會隨著時間逐漸削弱甚至轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔谩Ｈ珖鳒笃诘氖杖雽οM水平均為正向影響,表明收入的增加會促進(jìn)居民消費水平的提高。

分區(qū)域來看,東中西地區(qū)滯后四期內(nèi)人口老齡化對消費水平的影響方向一致,均為滯后一期是正效應(yīng),滯后二、三、四期是負(fù)向效應(yīng)。東部和中部地區(qū)滯后三期的負(fù)向效應(yīng)都比較顯著,滯后一期的正向效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗,老齡化對消費的不利影響較為明顯。西部地區(qū)滯后一期的正向影響不顯著,滯后二期和滯后三期老齡化對居民消費水平都存在顯著的負(fù)向影響。由于PVAR 模型的特殊性使得許多參數(shù)的顯著性檢驗無法通過,因此參數(shù)本身不具有太大的解釋意義[20],但參數(shù)估計不是PVAR 關(guān)注的重點,PVAR 關(guān)注的焦點在于對未來的預(yù)測分析,下文將進(jìn)一步采取脈沖響應(yīng)分析和方差分解等方法進(jìn)行未來的預(yù)測分析。

2.脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于描述隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對系統(tǒng)中每一個變量未來取值的影響軌跡,描繪變量間的時滯關(guān)系和動態(tài)交互作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)對變量的排序非常敏感,不同的變量次序可能會出現(xiàn)不同的結(jié)果,通常根據(jù)變量的外生性強(qiáng)度從高到低排列。老年人口比重的變化側(cè)面反映了勞動人口的變化,進(jìn)而會改變收入,影響居民消費。因此,本文變量順序依次為:daging,dlninc,dlncons。本文利用Stata14 軟件作出全國各變量脈沖響應(yīng)圖(圖2)以及東中西各區(qū)域消費水平對人口老齡化沖擊的響應(yīng)圖(圖3 和圖4)。

圖2 全國各變量脈沖響應(yīng)

圖3 東中西地區(qū)消費水平對老齡化沖擊的響應(yīng)

圖4 東中西地區(qū)消費水平對收入沖擊的響應(yīng)

從全國層面來看,消費水平對人口老齡化標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)(實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差偏離區(qū)間),如圖2(b)所示,在滯后一期內(nèi)經(jīng)歷了由負(fù)向正的轉(zhuǎn)變,老齡化的沖擊對消費水平產(chǎn)生的正向影響在滯后一期達(dá)到最大,隨后迅速下降變?yōu)樨?fù)效應(yīng),負(fù)效應(yīng)在第三期達(dá)到最大,從第三期開始負(fù)向效應(yīng)迅速減小直到第四期,第四期后負(fù)向效應(yīng)逐漸收斂。實證結(jié)果與王森[10]的研究結(jié)論不同,這可能是因為模型選擇的老齡化代理變量有所差異以及數(shù)據(jù)的時間區(qū)間選取不一致。此外,相較其選擇的時間序列數(shù)據(jù),本文考慮到省域差異利用面板數(shù)據(jù)的模型分析更具合理性。脈沖響應(yīng)圖顯示全國人口老齡化對居民消費水平是“負(fù)→正→負(fù)向收斂”的影響效應(yīng),總體看來,人口老齡化對消費水平的負(fù)向影響較為明顯,這種結(jié)果具有一定的經(jīng)濟(jì)意義。

在人口老齡化發(fā)展初期,老齡化的沖擊會由于老年人需求不足而抑制居民消費水平,隨著老年人口的增加迅速刺激了老年產(chǎn)品市場的擴(kuò)大,通過拉動老年人的消費進(jìn)而可以拉動總消費以及人均消費水平,所以在短期內(nèi)老齡化對消費水平產(chǎn)生了短暫的促進(jìn)作用。然而隨著時間的推移,老年人的增長引起社會的重視,家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的增加會使老年人自發(fā)克制消費、減少休閑娛樂以及享受方面的消費。老年人的消費需求相比少年以及勞動人口相差甚遠(yuǎn),導(dǎo)致全國人均消費水平受到抑制作用。從長期來看,基于生命周期理論,老年人是消費大于收入的群體,而且商家從老齡化趨勢中看到了商機(jī),我國老年產(chǎn)業(yè)的繁榮與不斷完善持續(xù)刺激老年人消費,抵消了老年人遺贈以及預(yù)防性動機(jī)對消費的部分抑制作用,因此后期人口老齡化對消費水平的負(fù)向影響逐漸趨于收斂?？傊?人口老齡化對消費水平的影響效應(yīng),并不只是絕對的促進(jìn)作用或者抑制作用,可能在不同的國家或地區(qū),甚至同一個國家的不同時期都存在不同的影響,我們要根據(jù)具體情況具體分析。此外,由圖2(i)可知,我國居民消費水平受到收入一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的反應(yīng)為正。這種正向效應(yīng)在當(dāng)期達(dá)到最大,然后開始迅速下降,在第三期降到最低,隨后略有波動但在第五期后保持平穩(wěn),追蹤期間一直都保持為正向效應(yīng)。因此人均收入會顯著地促進(jìn)消費水平,這也符合理論預(yù)期。收入的增加會導(dǎo)致人均可支配收入的增加,人們的購買力進(jìn)而增強(qiáng),就會增加物質(zhì)資料和享受資料等各種消費。

從東中西部地區(qū)消費水平對老齡化的沖擊來看,在東部消費水平對人口老齡化沖擊的反應(yīng)是正負(fù)波動的,老齡化對消費的正向影響在第一期達(dá)到最大,隨后迅速減小并變?yōu)樨?fù)效應(yīng),負(fù)效應(yīng)在第三期達(dá)到最大,隨后迅速減小在第四期轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng),第六期有向負(fù)向突破的趨勢?？傮w看來東部地區(qū)人口老齡化對消費水平的抑制作用占主導(dǎo)(見圖3)。

中部地區(qū)人口老齡化對消費水平的影響效應(yīng)是先負(fù)后正再收斂的影響效應(yīng),老齡化對消費水平的負(fù)向效應(yīng)在第三期達(dá)到最大,隨后迅速減小,在第五期產(chǎn)生了微弱的正向影響,然后趨于收斂。從西部來看,人口老齡化對消費水平始終存在負(fù)向影響,人口老齡化沖擊對消費水平的負(fù)效應(yīng)在第一期較為平穩(wěn),隨后迅速增加,負(fù)效應(yīng)在第三期達(dá)到最大,最終緩慢減小為一個微弱的負(fù)效應(yīng)。這可能因為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體較低,老年人口增加帶來的老年產(chǎn)品市場的擴(kuò)大,進(jìn)而對消費產(chǎn)生的促進(jìn)作用沒有東部和中部地區(qū)顯著,因此持續(xù)為負(fù)向影響。由此可見,人口老齡化對消費水平的影響存在顯著的區(qū)域差異,但從總體看,三個地區(qū)人口老齡化對消費水平的負(fù)向影響都比較顯著。

從東中西部地區(qū)消費水平對收入的沖擊來看,東中西三個地區(qū)收入對消費水平都具有持續(xù)的正向影響。其中東部地區(qū)的正效應(yīng)曲折下降;中部地區(qū)的正效應(yīng)呈V 型特征,在第三期達(dá)到最低;西部地區(qū)收入對消費水平的正效應(yīng)較為平穩(wěn)。從脈沖響應(yīng)圖來看,三個區(qū)域收入對消費水平的作用力大小也不同,其中西部最強(qiáng),中部其次,東部最弱(見圖4)。

與以往老齡化對我國居民消費水平影響的研究相比,本文通過脈沖響應(yīng)圖觀測到老齡化對我國和東中西地區(qū)未來一段時期的動態(tài)影響效應(yīng),而不是簡單地通過線性回歸模型分析當(dāng)前的線性影響特征(絕對的正向影響或是負(fù)向影響),而且考慮到省域數(shù)據(jù)的差異性利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,研究結(jié)果更具說服力,通過脈沖響應(yīng)圖對比,對于東中西區(qū)域影響差異也更加直觀明了。

3.方差分解。方差分解主要是用來分析各變量在系統(tǒng)結(jié)構(gòu)沖擊中對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度,評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。由于本文主要研究人口老齡化程度對消費水平的影響,因此本文只列出了各變量對人均消費支出增速(dlncons)變動的貢獻(xiàn)度(見表3)。

表3 各變量對dlncons 變動的貢獻(xiàn)度

由表3 所示,全國的結(jié)果表明,老齡化對居民消費水平的影響隨著時間的推移解釋度稍稍減弱,而收入水平變動對居民消費的影響程度隨著時間的推移逐漸增強(qiáng)。在第10 期,dlncons的預(yù)測方差有6.70%的部分是老年人口比重增長(daging)擾動引發(fā)的,45.02%的部分是由人均可支配收入增速(dlninc)擾動引發(fā)的。到了第30 期,daging和dlninc對dlncons的方差貢獻(xiàn)度分別為5.87%和52.52%。兩者相比較,收入對消費水平的影響程度顯著大于老齡化對消費水平的影響。這表明,收入是居民消費變動的重要影響因素,人口老齡化對居民消費水平也具有一定的影響。

分區(qū)域可以看出,老齡化和收入對消費水平變動的貢獻(xiàn)度存在明顯的區(qū)域性特征。東部地區(qū)人均消費的變動主要來自自身的影響,老齡化和收入對消費水平的影響都隨著時間的推移稍稍增強(qiáng)。在第10 期,daging和dlninc對dlncons變動的解釋能力分別為8.12%和40.12%;到了30 期,dlncons的預(yù)測方差有8.15%的部分是daging擾動引發(fā)的,40.83%的部分是由dlninc擾動引發(fā)的。中部地區(qū)和西部地區(qū)老齡化對消費水平變動的解釋能力隨著時間的推移逐漸減弱,收入對居民消費的解釋能力隨時間的推移顯著增加。在第10 期,中部daging和dlninc對dlncons變動的貢獻(xiàn)度分別為7.34%和41.38%,西部地區(qū)分別為12.96%和58.37%。當(dāng)預(yù)測期是第30 期時,中部地區(qū)daging和dlninc對dlncons變動的解釋能力分別為5.64%和57.03%,西部地區(qū)老齡化對居民消費變動的貢獻(xiàn)率下降為10.73%,收入對消費變動的貢獻(xiàn)度上升為70.96%。由方差分解結(jié)果可以得知,三個區(qū)域老齡化對消費水平的影響都小于收入對消費水平的影響程度。老齡化率對人均消費變動的貢獻(xiàn)度,西部最強(qiáng),東部其次,中部最弱。這可能是因為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)落后,老年人在青年時期的儲蓄以及退休金等生活保障金比東部和中部地區(qū)低;受生活水平的限制,越來越多的勞動人口從西部向東部發(fā)達(dá)地區(qū)高速流動,最終導(dǎo)致西部地區(qū)老齡化對消費具有較強(qiáng)的負(fù)向影響。東部地區(qū)由于老年人口基數(shù)大,老齡化趨勢更加嚴(yán)重,對居民消費產(chǎn)生的影響也較大。人均收入對人均消費的影響程度,西部最強(qiáng),中部其次,東部最弱。這可能與三個區(qū)域的地域特征有關(guān),對于收入較低的區(qū)域而言,收入變化對居民消費性支出的邊際效應(yīng)更加明顯。西部地區(qū)居民收入水平較低,消費的彈性較大,收入水平提高或降低都會對人們的生活消費帶來較大的影響。而東部地區(qū)居民收入水平較高,人們的生活消費已經(jīng)得到了比較好的滿足,此時人們對消費的考慮受到收入變化的限制較小。

(四)穩(wěn)健性檢驗

由于脈沖響應(yīng)結(jié)果非常依賴變量次序,上述結(jié)果很可能是變量的特殊次序造成的。鑒于此,我們需要對其他變量的排序方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗以保證實驗結(jié)果的精確性。本文按照陳云等[21]的做法,將殘差相關(guān)性最大的兩個變量交換順序,重新運(yùn)行模型。根據(jù)殘差相關(guān)性矩陣(受篇幅限制,結(jié)果表格不在此列出),全國以及東中西區(qū)域均將收入與消費的兩個代理變量交換了次序。結(jié)果表明,除了方差分解的結(jié)果略有改變,面板VAR 估計和脈沖響應(yīng)圖都無本質(zhì)變化,老齡化和收入對消費水平的影響方向沒有改變,因此本文分析結(jié)論是比較可靠的。

六、結(jié)論和政策建議

(一)結(jié)論

本文利用我國2001—2018 年31 個省份的面板數(shù)據(jù),并考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡因素,分區(qū)域進(jìn)行面板向量自回歸模型(PVAR)分析,考察了人口老齡化和收入對我國居民消費水平的動態(tài)影響以及影響效應(yīng)的區(qū)域差異。通過模型分析,得到以下結(jié)論。

1.本文通過PVAR 模型進(jìn)行分析,突破了大多文獻(xiàn)普通線性回歸分析結(jié)論(絕對正向影響或負(fù)向影響)的局限,根據(jù)脈沖響應(yīng)圖觀測到預(yù)測期的動態(tài)影響特征。從全國來看,人口老齡化對居民消費水平呈現(xiàn)“負(fù)→正→負(fù)向收斂”的影響效應(yīng),僅在短期內(nèi)出現(xiàn)了微弱的正向影響,總體上負(fù)向效應(yīng)較為顯著。長期來看,老齡化對消費的不利影響逐漸減弱。分區(qū)域來看,人口老齡化對居民消費的影響具有一定的區(qū)域差異。東部地區(qū)老齡化對居民消費水平具有正負(fù)交錯的影響,中部地區(qū)老齡化對消費水平呈現(xiàn)“負(fù)→正向收斂”的影響效應(yīng),西部地區(qū)人口老齡化則長期持續(xù)地抑制居民的消費。總體看來,全國以及各區(qū)域人口老齡化對居民消費水平的影響均是負(fù)向影響占據(jù)主導(dǎo)優(yōu)勢,人口老齡化顯著地抑制居民的消費水平;而全國和東中西三個區(qū)域的收入都對居民消費產(chǎn)生了長期且持續(xù)的促進(jìn)作用。

2.由方差分解結(jié)果可知,全國和中西地區(qū)人口老齡化對消費水平的影響程度隨著時間推移逐漸減弱,東部地區(qū)則稍稍增強(qiáng),鮮有學(xué)者的研究結(jié)論涉及影響程度隨時間位移的變化。此外,西部地區(qū)人口老齡化對居民消費水平的影響程度最強(qiáng),東部次之,中部最弱;收入對居民消費水平變動的解釋程度,西部最強(qiáng),中部其次,東部最弱;全國以及各地區(qū)老齡化對消費水平的影響都顯著小于收入對消費的影響。無論是全國還是東中西區(qū)域,收入對消費水平的影響程度顯著大于老齡化對消費水平的影響。這表明收入是居民消費變動的重要影響因素,人口老齡化對居民消費水平也具有一定的影響。

(二)政策建議

基于上文的分析,為了應(yīng)對老齡化的沖擊,提高我國居民的消費水平,本文提出以下幾點政策建議。

1.提高西部地區(qū)收入水平,縮小收入差距。由本文研究結(jié)論可知西部地區(qū)老齡化對消費的影響程度最大,政府應(yīng)加大對西部地區(qū)的扶持力度,培育技術(shù)型人才,發(fā)展龍頭企業(yè),拉動經(jīng)濟(jì)增長。此外,政府可以補(bǔ)貼新型產(chǎn)業(yè)在此創(chuàng)業(yè),增加就業(yè)機(jī)會以減少西部人才向東部的流失,通過帶動西部貧困落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,縮小全國的收入差距。最后,政府需要完善收入分配制度,可以因地制宜,根據(jù)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況分別制定稅收起征點,加大對落后貧困地區(qū)居民的補(bǔ)助。

2.因地制宜制定緩解人口老齡化的生育政策。老齡化趨勢不斷加重為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來眾多不利影響,老齡化正在邁入“人口負(fù)債”階段。實證分析得知老年人口基數(shù)大的地區(qū)老齡化對消費的影響也較為顯著,政府有必要鼓勵生育,加大“三孩政策”宣傳力度,完善利益導(dǎo)向機(jī)制,對于生育三孩的家庭給予一定的醫(yī)療費用補(bǔ)貼及獎勵政策,同時在義務(wù)教育的基礎(chǔ)之上加強(qiáng)教育的補(bǔ)貼,改變他們的生育意愿,促進(jìn)我國新生兒數(shù)量的提升,扭轉(zhuǎn)居民消費水平滯緩的局面。

3.完善社會保障體系。政府應(yīng)該增加養(yǎng)老及醫(yī)療保險金的總額,加強(qiáng)對老年人的政府補(bǔ)助,可以對社?；疬M(jìn)行適當(dāng)?shù)耐顿Y建設(shè)以增加其收益率,還要保障養(yǎng)老及醫(yī)療保險金分配的合理性,讓保險金分配逐漸向西部社會保障制度不健全的落后地區(qū)傾斜,不斷提高我國各地區(qū)的養(yǎng)老保險水平和覆蓋范圍,完善醫(yī)療保險制度,確保老年人都可以老有所養(yǎng),病有所治,享有更全面的老年福利,進(jìn)而刺激他們的消費。此外,政府應(yīng)該完善就業(yè)咨詢服務(wù)體系以及采取一些獎勵措施鼓勵年輕人擇業(yè),確保年輕人口能夠充分就業(yè)以減少啃老行為給我國居民消費帶來的不利影響。

4.大力發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè),釋放老年人消費活力。企業(yè)應(yīng)該抓緊老齡化趨勢帶來的機(jī)遇,加大養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)鏈的投資,擴(kuò)充老年產(chǎn)品的范圍并積極研發(fā)新型產(chǎn)品,豐富老年人的產(chǎn)品市場,進(jìn)一步挖掘老年人的消費潛力。比如,我國食品和服裝市場應(yīng)該不斷向老年人傾斜,有針對性地進(jìn)行老年食品、服裝等開發(fā)和生產(chǎn);房地產(chǎn)市場應(yīng)該多建設(shè)一些風(fēng)景優(yōu)美、交通便利、環(huán)境舒適以及設(shè)施齊全的公寓房或者養(yǎng)老院;為了滿足老年人的精神需要,文教娛樂產(chǎn)業(yè)應(yīng)該得到重視,企業(yè)可以考慮增設(shè)老年人專用的娛樂活動中心,加大老年人旅游行業(yè)的建設(shè);企業(yè)還需增加對醫(yī)療保健產(chǎn)品的研發(fā)力度,提高產(chǎn)品質(zhì)量及功能的多樣性。政府對于老齡產(chǎn)業(yè)要加以規(guī)劃指導(dǎo)并提供政策扶持,確立標(biāo)準(zhǔn)及法規(guī)規(guī)范產(chǎn)業(yè)行為,不僅要刺激銀色經(jīng)濟(jì)的增長,還要為老年產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展保駕護(hù)航。