李文煌

摘要：分別引入標(biāo)準(zhǔn)消費人變量和非勞動年齡人口變量的消費函數(shù)及改進(jìn)后的消費函數(shù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示非勞動年齡人口變量與代表居民消費的被解釋變量呈顯著負(fù)相關(guān)，在不考慮其他因素的前提下，勞動年齡人口的社會撫養(yǎng)壓力增大和非勞動年齡人口消費能力的穩(wěn)定性可能是抑制湖南消費水平提高的主要原因。

關(guān)鍵詞：非勞動年齡人口;標(biāo)準(zhǔn)消費人;消費傾向;實證

普遍認(rèn)為人口分為勞動年齡人口（也稱生產(chǎn)年齡人口）和非勞動年齡人口（也稱撫養(yǎng)人口）。勞動年齡人口通常指15—64歲的成年人口，非勞動年齡人口包括兒童和老年人口，通常0—14歲為兒童人口，65歲及以上為老年人口。根據(jù)聯(lián)合國對老齡化社會的定義，65歲以上人口超過7%的地區(qū)或國家屬于老齡化社會?！拔迤铡?、“六普”數(shù)據(jù)統(tǒng)計湖南省人口老化系數(shù)全國排名從第11位上升到第8位，增長速度快于全國平均水平。湖南省于2002-2011年間0-14歲人口比例在17.5%上下波動，非勞動年齡人口比例保持在28%上下波動。湖南總?cè)丝谠?009-2010年湖南總?cè)丝跍p少較快，但是在2011年回升到最高點。1983年實施計劃生育政策之后，人口增長速度明顯放緩，家庭結(jié)構(gòu)變化較大，但是在人口基數(shù)繼續(xù)增大和社會撫養(yǎng)系數(shù)保持相對穩(wěn)定的情況下，湖南省居民消費率逐年下降，從2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年間居民消費對GDP的貢獻(xiàn)權(quán)重下降了19個百分點（34.99%），所以研究非勞動年齡人口對湖南居民消費水平的直接或間接影響對擴(kuò)大內(nèi)需、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有重要現(xiàn)實意義。

一、非勞動年齡人口與湖南居民消費的實證分析

（一）標(biāo)準(zhǔn)消費人消費函數(shù)分析

1.數(shù)據(jù)整理

通過查找湖南歷年統(tǒng)計年鑒，能整理出1996-2011年間關(guān)于人均GDP、人均消費水平、非勞動年齡人口數(shù)據(jù)（見表1）。

在湖南，65歲老年人口與0-14歲人口成反向變動，0-14歲人口的消費基本上來自家庭收入的直接或間接轉(zhuǎn)移消費，老年人口的收入水平和來源存在很大差別，根據(jù)“六普”中數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成員贍養(yǎng)，39.5%的老年人依靠退休養(yǎng)老金生活，僅有9%的老年人依靠勞動獲得收入;63.8%的農(nóng)村老年人口收入主要靠家庭供養(yǎng)，超過26.2%的老年人靠勞動獲得收入，還有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群體或區(qū)域的消費水平確實存在差異，加上我國傳統(tǒng)文化和消費習(xí)慣的影響，湖南非勞動年齡人口的消費水平一般要低于勞動年齡人口的消費水平。結(jié)合關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)消費人的相關(guān)研究（G.J.Stolnitz，1992;于學(xué)軍，1995;李建民，2001;王金營等，2006）可知，可以按標(biāo)準(zhǔn)消費系數(shù)0.7將老年人折算為標(biāo)準(zhǔn)消費人，同時將少年兒童的標(biāo)準(zhǔn)消費系數(shù)定為0.8。據(jù)此本文選取王金營（2006）的研究方法，將1996-2011年期間湖南非勞動年齡人口換算成標(biāo)準(zhǔn)消費人研究湖南非勞動年齡人口對消費水平的影響。

2.回歸分析

首先在不考慮前期消費習(xí)慣前提下，利用已有數(shù)據(jù)對（4）進(jìn)行回歸檢驗結(jié)果如下：

act=1420.758+0.2874yt+μ（7）

（8.33）（17.67）

（0.00）（0.00）

第一行系數(shù)為各系數(shù)的t值檢驗值，第二行括號中的數(shù)值為個系數(shù)的顯著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明顯看出：du

其次，將代表消費習(xí)慣的ACt-1納入模型（7），回歸結(jié)果如下：

act=1921.272+0.3887yt-0.37107act-1+μ（8）

（3.36） （3.31） （-0.84）

（0.006）（0.009） （0.415）

其中R2adj=0.9494，F(xiàn)（ 2，12） = 132.30，F(xiàn) = 0.0000，由此可知，湖南消費水平與人均GDP保持顯著正相關(guān)性，由于序列自相關(guān)導(dǎo)致滯后項的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1

通過GLS消除序列相關(guān)的影響，其回歸結(jié)果為：

act=2746.037+0.41812yt-0.795603act-1（9）

（4.52） （4.4） （-2.17）

（0.001） （0.001） （0.052）

其中R2adj=0.8304，F(xiàn)（ 2，1） = 32.83，F(xiàn) = 0.0000，sig=0.000，D.W.=1.530709，明顯可知：du

將模型（7）回歸結(jié)果所得變量系數(shù)代入模型（6），求得關(guān)于消費水平與人均GDP和非勞動年齡人口的消費函數(shù)：

ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt

上述消費函數(shù)能說明一個社會現(xiàn)象，在人均GDP持續(xù)增長的情況下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，轉(zhuǎn)移到非勞動年齡人口的收入將增加，但是由于老年人在自身習(xí)慣、消費需求及對子女的關(guān)心可能將轉(zhuǎn)移過來的收入進(jìn)行儲蓄，同時年輕家長考慮到子女的生活壓力（學(xué)習(xí)、工作、買房、結(jié)婚等）將維持或降低目前消費水平。結(jié)合已有數(shù)據(jù)和回歸結(jié)果，在人均GDP不變的前提下，湖南65歲以上老齡化人口處于增長趨勢，對湖南消費水平的影響還有可能繼續(xù)增大，0-14歲人口比重在一定范圍小幅波動，對湖南居民整體消費水平的影響可能削弱，該結(jié)論與王金營（2006）、李文星（2007）的研究如出一轍。因此隨著非勞動年齡人口比例agedt+childt的波動，將一定程度上抑制湖南整體平均消費水平的提高，整體消費總額在增長可歸結(jié)為湖南人口基數(shù)的增大;最后，

AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）

是上述消費函數(shù)關(guān)于人均GDP的導(dǎo)數(shù)，同樣可以看出非勞動年齡人口對湖南消費水平的影響。

（二）引入年齡結(jié)構(gòu)變量的消費函數(shù)分析

根據(jù)有關(guān)的非勞動年齡人口與居民消費的研究，本文將建立非勞動年齡人口的相關(guān)變量與消費水平的關(guān)系模型式（10），實證結(jié)果如下：

act=1818.85+0.21yt-5489.5cht+11867.39agedt（10）

（0.82） （8.33） （-0.95） （0.86）

（0.428）（0.000） （0.363） （0.428）

其中擬合優(yōu)度R2adj=0.963，F(xiàn)值=131.05，方程的擬合優(yōu)度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根據(jù)DW檢驗表可知：在α=0.01顯著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，無法判斷模型（10）回歸過程是否曾在序列自相關(guān)。從回歸結(jié)果可以看出，僅有剔除通脹的人均GDP對湖南省人均消費的影響是顯著的，即居民消費與收入成正相關(guān);ch變量系數(shù)為負(fù)，aged變量系數(shù)為正，但是都不顯著，因此該模型不能反應(yīng)非勞動年齡人口對湖南省消費水平之間的關(guān)系，有必要對直接引入非勞動年齡人口變量的模型進(jìn)行改進(jìn)，同時考慮加入其他影響消費水平的變量。

1.模型改進(jìn)

參考王宇鵬、王森及李文星等人的研究成果，本文選取老少比、居民消費傾向分別代表非勞動年齡人口變量和代表消費水平的被解釋變量，對消費函數(shù)模型改進(jìn)如下：

CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）

其中，CP為居民平均消費傾向，即消費支出與可支配收入的比值，這也是采取零截距的重要原因（王宇鵬，2011）;lnDPI代表人均實際可支配收入變量，即可支配輸入的對數(shù)值;RUI代表城鄉(xiāng)人口消費能力差異變量，即城鄉(xiāng)人均純收入的比值;R為實際利率水平;P為物價水平;OY代表老年人與少年兒童消費能力差異的變量，即65歲及以上老少人口與0-14歲人口的比值，數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》中的抽樣數(shù)據(jù)計算所得。

2.數(shù)據(jù)整理與變量檢驗

對于改進(jìn)后的模型，所有原始數(shù)據(jù)均來自于1991-2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》。居民平均消費傾向是居民消費支出與可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年為基期，根據(jù)消費價格指數(shù)進(jìn)行平減后的數(shù)據(jù)，再對居民人均可支配收入進(jìn)行對數(shù)化處理，同時求出城鄉(xiāng)人均可支配收入比;實際利率根據(jù)一年期加權(quán)平均的名義利率減去當(dāng)年居民消費價格指數(shù)變化率計算的。

通過引入多個影響消費傾向的時間序列變量改進(jìn)模型，為避免“偽回歸”現(xiàn)象。首先有必要采用ADF檢驗方法對各時間序列進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表3：

其中（C，T，K）表示ADF檢驗式是否包含常數(shù)項、時間趨勢項以及滯后期數(shù)。

從表3的檢驗結(jié)果可知，變量經(jīng)過一階差分之后顯示所有變量的時間序列都是一階單整，即平穩(wěn)時間序列。當(dāng)序列都是同階平穩(wěn)時，為確定變量是否可能存在協(xié)整關(guān)系，對時間序列變量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，從表6檢驗結(jié)果可知，模型（11）包含的六個平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系。

3.回歸結(jié)果及分析

由于序列變量檢驗結(jié)果可知，可選取普通最小二乘法對模型（11）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

CPt=0.07633LnDPIt+0.175RUIt+0.02333Rt-0.60717Pt-0.70064OYt

（2.30348） （2.04991）（2.81840）（-1.71922）（-6.04530）

（0.035） （0.057） （0.012） （0.105） （0.000）

其中，R2adj=0.6517，相比標(biāo)準(zhǔn)消費人模型，模型（11）的擬合優(yōu)度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的顯著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判斷模型不存在自相關(guān)。

由White異方差檢驗（表7）可知，模型White異方差檢驗中Obs*R2adj=7.348，取0.05為顯著性水平，由于Obs*R2adj=7.348

從模型回歸結(jié)果表5分析，老少比OY變量的系數(shù)為負(fù)，同時也是高度顯著的，由表2可知，老少比還有繼續(xù)提高的趨勢，隨著老少比的提高，非勞動年齡人口的消費能力的差距將進(jìn)一步加大，隨著湖南老齡化的加深，對居民平均消費傾向的抑制作用更加明顯，同時0-14歲人口的增長速度變緩，目前0-14歲人口比重在一定范圍內(nèi)小幅波動，結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)消費人模型可知，0-14歲人口對居民消費傾向的抑制作用將減弱，總體呈現(xiàn)出非勞動年齡人口抑制了湖南居民平均消費傾向的提高，非勞動年齡人口的年齡結(jié)構(gòu)變化改變了整體消費結(jié)構(gòu)，直接導(dǎo)致整體居民消費水平的下降。然后，變量lnDPI在5%的水平正顯著，說明人均實際可支配收入的提高可以增加居民的平均消費傾向;變量R在5%水平正顯著，說明降低利率水平將使居民預(yù)期收入的減少，加上物價水平的上升，居民將其他方式進(jìn)行保值，可能提高居民的即期消費傾向，由于老年人的消費傾向基本保持不變，所以利率變化對其影響不大;變量RUI在10%的水平正顯著，城鄉(xiāng)人均純收入比值是緩慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距擴(kuò)大會與湖南省居民的平均消費傾向呈現(xiàn)同方向變化趨勢，這與當(dāng)前很多研究理論不符，可能的原因是城市居民的消費傾向大于農(nóng)村居民的消費傾向，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)村人口向城市流動導(dǎo)致城市居民的數(shù)量增加，而且這部分人口基本上處于14-64歲年齡段，為適應(yīng)城市生活被迫提高消費傾向，所以RUI系數(shù)出現(xiàn)顯著正相關(guān)也是情理之中的;變量P在10%的水平顯著為負(fù)，可見物價上漲會降低湖南的居民平均消費傾向，與事實相符。

二、結(jié)語

本文在分析了湖南非勞動年齡人口現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢、消費現(xiàn)狀，結(jié)合已有設(shè)計非勞動年齡人口變量與消費有關(guān)的研究成果，同時選取兩種消費函數(shù)，在新的背景下，從實證的角度研究湖南非勞動年齡人口對消費水平的影響，得出以下結(jié)論：在湖南人均GDP增長快于人口增長的情況下，目前湖南

非勞動年齡人口的城鄉(xiāng)分布和收入來源存在較大差異，特別是65歲以上老年人口的現(xiàn)狀，雖然社會撫養(yǎng)系數(shù)在緩慢減小，但是老齡化趨勢加劇與0-14歲人口比例在經(jīng)歷緩慢降低后基本維持穩(wěn)定，導(dǎo)致老少比不斷攀升，也說明非勞動年齡人口的消費能力的差距將拉大;由于計劃生育政策對人口增長的控制、城鎮(zhèn)人口的增長、家庭收入的增加及家庭結(jié)構(gòu)的改變，非勞動年齡人口的直接或間接收入將增加，但是老年人口在自身消費習(xí)慣、消費需求及出于對子女的關(guān)心愛護(hù)可能更傾向于儲蓄，加上0-14歲人口基本上處于零收入狀態(tài)，導(dǎo)致年輕的家長考慮到家庭生活和子女將來的生活壓力也可能有意識的降低消費水平，所以非勞動年齡人口的消費能力、水平及傾向具有一定的穩(wěn)定性;綜上所述，非勞動年齡人口對湖南消費的影響首先是由于非勞動年齡人口數(shù)量的變化產(chǎn)生的，65歲以上老年人口的增長對湖南消費水平的抑制效應(yīng)有增大趨勢，2000年后，0-14歲人口基本上維持穩(wěn)定，對湖南居民整體消費水平的抑制作用變化不大，總體而言，由于湖南老齡化加深，65歲以上老年人口對整體消費水平的抑制效應(yīng)導(dǎo)致非勞動年齡人口變量與因變量呈顯著負(fù)相關(guān)，勞動年齡人口的社會撫養(yǎng)壓力增大和非勞動年齡人口消費能力的穩(wěn)定性可能是真正抑制湖南消費水平提高的原因。

參考文獻(xiàn)：

[1]于學(xué)軍.中國人口老化的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究[J].中國人口科學(xué)，1995（6）：24-34.

[2]李建民.老年人消費需求影響因素分析及我國老年人消費需求增長預(yù)測[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2001（5）：10-16.

[3]王金營、付秀彬.考慮人口年齡結(jié)構(gòu)變動的中國消費函數(shù)計量分析——兼論中國人口老齡化對消費的影響[J].人口研究，2006（1）：29-36.