家庭負(fù)擔(dān)對(duì)居民消費(fèi)率的影響研究

李念丹

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué)，江蘇 南京 210023)

一、 引言

消費(fèi)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的“壓艙石”，近年來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平不斷提升，經(jīng)濟(jì)高速、高質(zhì)量發(fā)展，人均消費(fèi)支出、人均可支配收入等不斷增加，但自2000 年以來(lái)，最終消費(fèi)支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率大致分布在40%～60%之間，其中2020 年的貢獻(xiàn)率為負(fù)。 由此可見，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用仍有一定的上升空間，切實(shí)提高居民消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)高速、高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

同時(shí)我國(guó)還存在一系列制約居民消費(fèi)率提高的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。 據(jù)《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2021》，2000 年我國(guó)正式步入老齡化社會(huì)，老年人口比重達(dá)7%。 盡管我國(guó)老年人口不斷增加，預(yù)期壽命不斷提高，但醫(yī)療衛(wèi)生條件和社會(huì)保障制度仍與發(fā)達(dá)國(guó)家有一定的差距，導(dǎo)致青中年一代養(yǎng)老負(fù)擔(dān)加重，從而制約居民消費(fèi)率提高。 我國(guó)生育政策經(jīng)歷了2013年單獨(dú)二孩，到2015 年全面二孩，到2021 年開放三孩的發(fā)展，盡管政策放寬，但隨著思想轉(zhuǎn)變，家庭生育意愿逐漸降低。 據(jù)《2021 年中國(guó)城鄉(xiāng)居民生育意愿和生育行為調(diào)查報(bào)告》，18 ～49 歲育齡人群的理想子女?dāng)?shù)介于1.96 ～2.00，育齡人群生育意愿較低。代際扶持是我國(guó)的傳統(tǒng)，老年、中年人口會(huì)自主負(fù)責(zé)青少年的教育培訓(xùn)等撫養(yǎng)消費(fèi)，同樣青中年也有負(fù)擔(dān)老年人口養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的義務(wù)。 因此從家庭負(fù)擔(dān)(兒童撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān))角度研究居民消費(fèi)率的提升十分必要。

二、 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于人口特征與居民消費(fèi)的研究大多包含理論分析與實(shí)證分析。 李祥等基于 1998 ～2009 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)顯著負(fù)相關(guān)，而老年撫養(yǎng)比影響不顯著。 劉建國(guó)等基于世代交疊模型，對(duì)1997 ～2016 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人口老齡化不會(huì)降低孩子的教育消費(fèi)。 臧旭恒等基于擴(kuò)展的世代交疊模型使用PSM 實(shí)證分析，結(jié)果表明醫(yī)療保險(xiǎn)可以在一定程度上減輕子代養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。 楊鴻儒等學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響，但由于時(shí)期不同，影響機(jī)制存在差異。 金浩等基于PVAR 模型研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)存在顯著負(fù)向影響，且影響存在區(qū)域差異性。 韓保慶等構(gòu)建三期世代交疊模型進(jìn)行理論分析，并對(duì)2005～2019 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出房?jī)r(jià)越低，少兒撫養(yǎng)比越能促進(jìn)對(duì)居民消費(fèi)率的提升。

此外，還有很多變量會(huì)對(duì)居民消費(fèi)率產(chǎn)生影響。方福前提出我國(guó)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出高度相關(guān)，潘明清等提出城鎮(zhèn)化可以促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)，易行健等提出人均GDP 增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、政府消費(fèi)率與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量會(huì)顯著影響世界各國(guó)的居民消費(fèi)率。

通過(guò)文獻(xiàn)閱讀，發(fā)現(xiàn)單獨(dú)考察人口老齡化和少子化對(duì)居民消費(fèi)率影響的研究較多，綜合考慮二者影響的研究相對(duì)較少，因此本文擬構(gòu)建三期世代交疊模型進(jìn)行理論分析，并利用2014 ～2020 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，再進(jìn)行分樣本回歸考察影響的異質(zhì)性。

三、 理論分析

有關(guān)年齡人口結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)的著名理論是生命周期假說(shuō)，將人的一生分為少兒、成年和老年階段，認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)根據(jù)效用最大化原則配置收入。綜合考慮中國(guó)實(shí)際國(guó)情即家庭的代際關(guān)系，本文參考劉建國(guó)等、韓保慶等的研究分析，建立三期世代交疊模型，模型基本假定為:

第一，人的一生包括三個(gè)時(shí)期，分別為幼年、成年、老年時(shí)期，其中幼年期不從事生產(chǎn)活動(dòng)，只接受教育和職業(yè)培訓(xùn)，并進(jìn)行消費(fèi)；成年期從事生產(chǎn)活動(dòng)，負(fù)責(zé)自身與子女的一系列消費(fèi)，并為老年期消費(fèi)和子女基本生活進(jìn)行儲(chǔ)備。

第二，每個(gè)個(gè)體都會(huì)經(jīng)歷幼年期和成年期，成功進(jìn)入老年期。

第三，老年期的消費(fèi)完全依靠?jī)?chǔ)蓄，且死后不留遺產(chǎn)，不存在負(fù)債。

其中，

U

表示第

t

期成年人的效用，

w

表示第

t

期成年人的工資收入，

r

表示利率，

n

表示第

t

期每個(gè)成年人擁有的子女?dāng)?shù)量，

α

表示老年期消費(fèi)的主觀貼現(xiàn)因子，

β

表示效用中不受子女?dāng)?shù)量影響的部分，

φ

表示效用中受子女?dāng)?shù)量影響的部分。

對(duì)成年期的效用函數(shù)和預(yù)算約束條件建立拉格朗日方程，求解效用最大化的條件為:

第

t

期的總消費(fèi)為成年期消費(fèi)與所有子女消費(fèi)之和，即:

顯然第

t

期的總消費(fèi)與成年期工資正向相關(guān)，與給子女的基本生活儲(chǔ)備負(fù)向相關(guān)，將

C

關(guān)于

n

求偏導(dǎo)并進(jìn)一步運(yùn)算發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與消費(fèi)負(fù)向相關(guān)。

四、 實(shí)證分析

為實(shí)證檢驗(yàn)家庭負(fù)擔(dān)對(duì)居民消費(fèi)的影響，本文以居民消費(fèi)率為被解釋變量，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比為核心解釋變量，居民收入率、城鎮(zhèn)化率、開放程度、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為控制變量，利用2014 ～2020年度省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，按東部、中部、西部的區(qū)域劃分進(jìn)行分樣本回歸研究家庭負(fù)擔(dān)對(duì)居民消費(fèi)率影響的異質(zhì)性，以家庭總負(fù)擔(dān)替換原核心解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)模型設(shè)定

固定效應(yīng)模型假設(shè)方程中每一個(gè)省市都有不同的截距，影響被解釋變量的其他確定性變量會(huì)隨個(gè)體不同發(fā)生變化，隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型類似，不同的是把固定的回歸系數(shù)看作隨機(jī)變量。 本文最終選取個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，以居民消費(fèi)率作為被解釋變量，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比作為核心解釋變量，此外加入一系列控制變量和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)，建立模型如下。

其中

i

代表省市，

t

代表年份，consume 代表居民消費(fèi)率，child 代表兒童撫養(yǎng)比，old 代表老年撫養(yǎng)比，control 代表控制變量，

μ

為個(gè)體效應(yīng)，

ε

為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文被解釋變量為居民消費(fèi)率(consume)，考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性，該變量用居民人均實(shí)際消費(fèi)占人均GDP 比重衡量。 核心解釋變量為家庭負(fù)擔(dān)，包括兒童撫養(yǎng)比(child)與老年撫養(yǎng)比(old)。 控制變量包括居民收入率(income)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(cpi)、城鎮(zhèn)化水平(urban_ratio)、開放水平(open)，其中居民收入率用居民人均可支配收入占人均GDP 比重衡量，城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)居民占比衡量，開放水平用進(jìn)出口額占GDP 比重衡量。

本文所涉及的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，并對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單處理得到最終變量數(shù)據(jù)，其中進(jìn)出口額的部分?jǐn)?shù)據(jù)按照年度平均匯率將美元換算為人民幣。

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

面板數(shù)據(jù)模型包括混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，在探究家庭負(fù)擔(dān)對(duì)居民消費(fèi)率的影響中，首先以省市為類別進(jìn)行回歸判定是否存在個(gè)體效應(yīng)，個(gè)體效應(yīng)顯著性分析結(jié)果中幾乎每個(gè)省市的個(gè)體效應(yīng)

p

值均小于0.1(除山西、浙江、西藏)，因此認(rèn)為個(gè)體效應(yīng)顯著，不應(yīng)選擇混合回歸；其次通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)初步發(fā)現(xiàn)使用隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果好于固定效應(yīng)模型，進(jìn)一步通過(guò)隨機(jī)效應(yīng)MLE估計(jì)和LM 檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)

p

值均大于0.0000，即強(qiáng)烈拒絕“不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，與豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果一致；最后考慮是否在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型中加入時(shí)間效應(yīng)，時(shí)間效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果中僅2020年顯著，最終確定基準(zhǔn)模型為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。以居民消費(fèi)率為被解釋變量，逐步加入核心解釋變量和控制變量，通過(guò)觀察對(duì)比各個(gè)模型系數(shù)、

t

值、

p

值，進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析。 結(jié)果見表1。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型2 到模型5 的基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、居民收入率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)始終對(duì)居民消費(fèi)有顯著影響，其中兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)化水平的提升會(huì)降低居民消費(fèi)率，居民收入率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、開放水平的提升會(huì)提高居民消費(fèi)率。 模型1 中僅包含核心解釋變量，此時(shí)變量不顯著，且二者系數(shù)均為正，可能的原因是，在不考慮其他因素的情況下，老人、兒童占比增加，醫(yī)療、教育等方面消費(fèi)增加，從而消費(fèi)率提升。 模型6為固定效應(yīng)模型，其結(jié)果與隨機(jī)效應(yīng)模型一致。

(四)異質(zhì)性分析

由于我國(guó)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入水平、消費(fèi)水平、思想等因素之間都存在較大差異，因此不同區(qū)域家庭負(fù)擔(dān)對(duì)居民消費(fèi)率的影響大小可能存在差異，影響機(jī)制也可能存在區(qū)域異質(zhì)性，因此對(duì)個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表2:

表2 個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型異質(zhì)性分析

續(xù)表

根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果，我國(guó)居民消費(fèi)率的影響因素存在較大區(qū)域異質(zhì)性。 兒童撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的負(fù)向影響在三個(gè)區(qū)域均顯著，且西部地區(qū)影響最大，東部地區(qū)影響最小。 老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響僅在東部地區(qū)顯著，中部和西部地區(qū)的影響很小且不顯著。 居民收入率對(duì)消費(fèi)率的正向影響在三個(gè)區(qū)域均顯著，且影響大小為東部＞中部＞西部。 東部地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)會(huì)顯著提升居民消費(fèi)率。 城鎮(zhèn)化水平對(duì)居民消費(fèi)率存在負(fù)向影響，僅西部地區(qū)顯著，可能的原因是西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，而中東部地區(qū)已經(jīng)達(dá)到一定的水平。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換回歸方法

表1 中模型5 和模型6 分別為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，此外分析過(guò)程還涉及混合回歸和MLE 估計(jì)，四種方法的估計(jì)結(jié)果基本一致。

2. 替換主要解釋變量

為檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，使用人均消費(fèi)支出代替居民消費(fèi)率，使用兒童撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比之和代替原本的核心解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果一致，具體步驟略。

通過(guò)上述方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明家庭負(fù)擔(dān)會(huì)顯著抑制居民消費(fèi)率，且這種影響存在區(qū)域異質(zhì)性，本文回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、 結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于生命周期理論，構(gòu)建三期世代交疊模型，推導(dǎo)得出總消費(fèi)與工資收入正向相關(guān)，與子女?dāng)?shù)量負(fù)向相關(guān)，與給子女的生活儲(chǔ)備負(fù)向相關(guān)。 利用2014～2020 年度省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，并進(jìn)行分樣本回歸做異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn):①家庭負(fù)擔(dān)會(huì)顯著降低居民消費(fèi)率，收入率、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、開放水平會(huì)顯著提高居民消費(fèi)率，城鎮(zhèn)化水平會(huì)顯著降低居民消費(fèi)率；②兒童撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響大小為西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)；③老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的負(fù)向影響，東部地區(qū)尤為顯著且影響高于全國(guó)水平。

(二)政策建議

1. 開發(fā)老年市場(chǎng)

老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有顯著負(fù)向影響，東部地區(qū)尤為顯著且影響高于全國(guó)水平，即隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，老年撫養(yǎng)比會(huì)更加抑制居民消費(fèi)率。老年人口消費(fèi)意愿低于青中年，因此要關(guān)注老年市場(chǎng)，加大保健、保養(yǎng)品等的研發(fā)，激發(fā)老年市場(chǎng)活力。

2. 不斷完善醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度

考慮到醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)可以在一定程度上替代子女的“家庭養(yǎng)老”，減輕子代家庭負(fù)擔(dān)，應(yīng)不斷完善醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。

3. 增加教育經(jīng)費(fèi)投入

兒童撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有顯著負(fù)向影響，且西部地區(qū)的影響大于中部地區(qū)大于東部地區(qū)，教育是兒童撫養(yǎng)的必要過(guò)程，財(cái)政補(bǔ)貼教育經(jīng)費(fèi)可以減輕兒童撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，減少青中年壓力，應(yīng)增加教育經(jīng)費(fèi)投入。