瞿凌云

摘 要：我國經(jīng)濟(jì)不平衡的一個突出特點是高儲蓄率。提升消費動力有助于我國經(jīng)濟(jì)在穩(wěn)定和可持續(xù)的基礎(chǔ)上轉(zhuǎn)入新常態(tài)。本文以生命周期理論為研究基礎(chǔ)，動態(tài)求解居民邊際消費傾向，分城鄉(xiāng)研究了居民收入的波動和人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對其的影響特點。研究結(jié)論表明：城鎮(zhèn)居民的消費行為具有較強(qiáng)的慣性，而農(nóng)村居民消費水平則依據(jù)收入波動而呈現(xiàn)較高彈性。人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費的影響也是不一樣的，農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律。在生育率不斷下降情況下，農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。較完善的社保體制導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老儲蓄動機(jī)較小；由于子女質(zhì)量與數(shù)量的替代效應(yīng)存在，城鎮(zhèn)居民表現(xiàn)出較強(qiáng)的教育儲蓄動機(jī)和饋贈儲蓄動機(jī)。

關(guān)鍵詞：儲蓄率；邊際消費傾向；人口年齡結(jié)構(gòu)；收入波動

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）09-0029-07

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)處于“結(jié)構(gòu)性減速”階段，內(nèi)需是經(jīng)濟(jì)增長不可忽略的一個動力因素。大量文獻(xiàn)研究表明在社保體系還未完全建立的情況下，人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變使得居民未來支出和收入不確定，導(dǎo)致居民養(yǎng)老、疾病、子女教育及住房購買等預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)，造成我國現(xiàn)階段消費不足（龍志、周浩明，2000；羅楚亮，2004）。國外學(xué)者也關(guān)注到了我國高儲蓄率的本質(zhì)。IMF（2009）認(rèn)為對未來支出的不確定性是我國居民高儲蓄的根源。馬和王（Guonan Ma和Wang Yi，2010）認(rèn)為低生育率水平下，老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比的轉(zhuǎn)變對我國的高儲蓄起到了重要作用。

綜合文獻(xiàn)研究，許多學(xué)者將人口結(jié)構(gòu)作為自變量引入，采用不同方法研究了人口年齡結(jié)構(gòu)變化對消費水平的影響，但結(jié)論并不一致（王萍，2013；徐升艷、趙剛、夏海勇，2013；烏拉爾·沙爾賽開、鄧力源，2014；申秋紅，2013）。莫迪利亞尼和布倫伯格（Modigliani和Brumberg，1954）的生命周期假說理論認(rèn)為不同年齡段的人具有不同的消費特征，即邊際消費傾向在人生歷程中是具有時變性特點的，年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變真正影響了個人的邊際消費傾向。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，充分考慮中國城鄉(xiāng)迥異的養(yǎng)老保險體制、教育支出及房價對城鄉(xiāng)居民的影響差異，并結(jié)合邊際消費傾向時變性特點及收入波動的“棘輪效應(yīng)”來分析人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與居民邊際消費傾向的數(shù)量關(guān)系。

一、理論綜述

人口年齡結(jié)構(gòu)變化對居民消費或儲蓄的影響主要有微觀和宏觀兩種機(jī)制。莫迪利亞尼的生命周期理論是從微觀消費者的角度出發(fā)來分析微觀行為的宏觀經(jīng)濟(jì)效果，從而使宏觀分析有了一個更堅實的微觀基礎(chǔ)。

（一）微觀機(jī)制影響理論

莫迪利亞尼和布倫伯格（1954）的生命周期假說（Life Cycle Hypothesis，簡稱LCH）認(rèn)為，消費者為取得跨期效用最大化，通常會將一生的預(yù)期收入在不同年齡段進(jìn)行最優(yōu)配置。勞動人口的收入除了自身消費外，還需撫養(yǎng)下一代，并儲蓄一部分用于退休后的生活。勞動人口往往是正儲蓄，兒童和老齡人口則為負(fù)儲蓄。所以勞動人口比重上升意味著總儲蓄率上升；反之，當(dāng)少兒和老齡人口比重上升意味著總儲蓄率會下降。就我國情況來說，老齡人口通常會遺贈一些財產(chǎn)給后代，同時還會保留一定財產(chǎn)以應(yīng)付意外支出，因此遺贈動機(jī)和謹(jǐn)慎動機(jī)會抵消一部分因老齡人口比重上升而引起的總儲蓄率下降的影響，而在LCH中未考慮這些影響因素。

另一個微觀機(jī)制模型是薩謬爾森（Samuelson，（1958）和內(nèi)爾（Neher，1971）提出的家庭儲蓄需求模型（Household Saving Demand Model，簡稱HSDM）。在此模型中子女是作為儲蓄的替代物，家庭子女?dāng)?shù)較多時，以養(yǎng)老為目的家庭儲蓄相應(yīng)減少；家庭子女?dāng)?shù)較少時，家庭養(yǎng)老儲蓄相應(yīng)較高。與此模型類似的觀點認(rèn)為，家庭孩子數(shù)量與質(zhì)量之間存在替代關(guān)系：家庭孩子數(shù)量與孩子的人力資本投資存在此消彼長的負(fù)向影響機(jī)制（貝克爾，1981）。

（二）宏觀機(jī)制影響理論

從宏觀機(jī)制上講，人口年齡結(jié)構(gòu)變化也會影響居民消費率（卡特勒，1990； 霍克和 韋伊，2006；韋伊，1999）。比如，當(dāng)勞動人口呈下降趨勢時，如果社會人均資本存量不變，由于勞動人口減少而節(jié)省的資本投資可以轉(zhuǎn)化為消費，從而使人均消費水平上升；生育水平的下降往往伴隨老齡人口比重上升。由于人口的強(qiáng)慣性特征，所以后者上升的程度通常小于前者下降的程度，如果少兒人口比重下降引起的消費增加大于老齡人口比重上升引起的消費減少，則人均消費水平也會上升，反之則下降。

上述微觀和宏觀理論表明，人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費的影響是不同甚至還是相反的。因此，人口年齡結(jié)構(gòu)變化究竟如何影響消費并沒有確定的答案，需要對實際問題進(jìn)行實證分析。

二、居民消費與人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變特征分析

從國際經(jīng)驗來看，發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家人口年齡結(jié)構(gòu)有很大區(qū)別。發(fā)達(dá)國家早在20世紀(jì)50年代就進(jìn)入老齡社會，目前發(fā)達(dá)國家的老齡人口比例已經(jīng)超過了14%。預(yù)計到21世紀(jì)50年代，老齡人口比例將上升到26%，少兒人口比例下降到不足17%，形成倒金字塔狀態(tài)。發(fā)展中國家則是另一幅圖景，不含我國在內(nèi)的發(fā)展中國家目前的老年人口比例還不足5%，預(yù)計到2025年左右，老年人口比例才超過7%。我國作為發(fā)展中國家，人口年齡結(jié)構(gòu)有與眾不同的特點。我國在2000年就進(jìn)入了人口老齡化社會（老齡人口比重超過了7%），且呈不斷加劇狀態(tài)。我國的老齡化程度介于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間，但是居民消費率卻既低于發(fā)達(dá)國家，又低于發(fā)展中國家。

（一）居民消費率現(xiàn)狀分析

世界銀行發(fā)布的《世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫》的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明：20世紀(jì)70年代以來，世界不同收入水平國家的最終消費率在73%—80%之間變化。世界平均最終消費率一般在75%—79%的區(qū)間內(nèi)小幅波動，低收入國家最終消費率一般維持在80%的水平上。我國的最終消費率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，且二者差距還在不斷擴(kuò)大。我國的最終消費增長率長期低于GDP增長率，這與世界普遍趨勢不符，世界上大多數(shù)國家的最終消費增長率高于GDP增長率。由此表明，我國與世界其他國家在消費增長與經(jīng)濟(jì)增速的關(guān)系上具有明顯差異。

國際貨幣基金組織此前公布數(shù)據(jù)顯示：我國的國民儲蓄率從20世紀(jì)70年代至今一直居世界前列。20世紀(jì)90年代初居民儲蓄占國民生產(chǎn)總值的35%以上，到2005年我國儲蓄率更是高達(dá)51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%。2014年我國人均儲蓄額度高于美國2—3倍，儲蓄率在全世界排名第一，人均儲蓄超過1萬元。

（二）居民儲蓄率與人口轉(zhuǎn)變關(guān)系現(xiàn)狀分析

從20世紀(jì)70年代末開始，我國實行改革開放政策，由此促使經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。幾乎同時實施的計劃生育政策，也推動了我國人口結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)型。表1數(shù)據(jù)顯示：總撫養(yǎng)比的下降主要是由于少兒撫養(yǎng)比下降造成的，而老齡撫養(yǎng)比則呈加速上升趨勢。我們還發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的撫養(yǎng)系數(shù)下降與儲蓄率的上升似乎是同步的。進(jìn)一步將總撫養(yǎng)比分為少兒撫養(yǎng)比和老齡撫養(yǎng)比來看，少兒撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈顯著負(fù)相關(guān)，而老齡撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈正相關(guān)。因此少兒撫養(yǎng)比的下降與老齡撫養(yǎng)比的上升可能造就了居民儲蓄率的上升，而導(dǎo)致了消費率的下降。

三、居民消費影響因素的實證研究

根據(jù)上述生命周期理論及居民消費特點，本文采用狀態(tài)空間模型量化求解居民邊際消費傾向的時變性，然后根據(jù)收入波動分析居民消費的“棘輪效應(yīng)”，并用條件異方差反映居民收入的波動性，最后采用多元回歸模型對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

（一）邊際消費傾向的狀態(tài)空間模型分析

1. 狀態(tài)空間模型介紹。由于時變性，邊際消費傾向往往是一種不可觀察的變量，正是這種不可觀測變量反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的真實狀態(tài)，所以被稱為狀態(tài)向量。通常用UC模型（Unobservable Component Model）來表示含有不可觀測變量的模型，UC模型無法通過常規(guī)回歸方程式來估計，而是采用狀態(tài)空間模型（State Space Model）來擬合。因為狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型，與可觀測變量一起得到估計結(jié)果。狀態(tài)空間模型采用卡爾曼濾波（Kalman filter）①來估計參數(shù)，它是一種迭代算法，使得估計更精確。狀態(tài)空間模型定義如下：

設(shè)[yt]是[k×1]維可觀測向量，包含[k]個經(jīng)濟(jì)變量。[αt]是與這些經(jīng)濟(jì)變量有關(guān)的[m×1]維向量，稱為狀態(tài)向量。其中“信號方程”（signal equation）或稱為“量測方程”（measurement equation）即為：

[yt=Ztαt+dt+μt]， [t=1，2，…，T] （1）

其中，T為樣本長度；[Zt]表示[k×m]矩陣；[dt]、[μt]表示[k×1]向量，且[E（ut）=0，Var（ut）=Ht，cov（ut-1，ut）=0]。

一般地，[αt]的元素不可觀測，但是可以表示為一階馬爾科夫（Markov）過程。即定義為狀態(tài)方程（state equation）或轉(zhuǎn)移方程（transition equation）：

[αt=Ttαt-1+ct+Rtεt]，[t=1，2，…，T] （2）

其中，[Tt]是[m×m]矩陣；[ct]是[m×1]向量；[Rt]是[m×g]矩陣；[εt]是[g×1]向量，且滿足[E（εt）=0，Var（εt）=Qt]。

2. 數(shù)據(jù)說明及實證研究。根據(jù)跨期效用最大化理論，利率也是影響平均消費傾向的重要因素。因此本文以我國1985—2012年城鄉(xiāng)的家庭人均總收入、人均消費支出及利率數(shù)據(jù)來分析。消費水平（[cpt]）以城鄉(xiāng)居民人均消費支出來衡量，收入水平（[yt]）則以城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入來衡量。消費水平及收入水平都以CPI指數(shù)折算為實際家庭人均總收入及消費支出數(shù)據(jù)。年利率水平以一年期定期存款基準(zhǔn)利率來衡量，本文以每年年初利率作為當(dāng)期利率水平，并折算為實際利率水平。其中，實際利率=名義利率-通貨膨脹率。

根據(jù)以上經(jīng)濟(jì)理論及模型理論基礎(chǔ)，建立如下狀態(tài)空間模型：

量測方程：[cpt=c1+α1tyt+α2trt-1+εt] （3）

狀態(tài)方程：[α1t=α1t-1+ν1tα2t=α2t-1] [εtνt?N00，σ2εggσ2ν]

（4）

其中，cp為實際消費；y為實際收入；r為實際利率；模型的方差[σ2ε]、[σ2ν]和協(xié)方差[g]由待估參數(shù)確定；隨機(jī)系數(shù)[α1t]（邊際消費傾向）被限制為參數(shù)的非負(fù)函數(shù)。

采用OLS估計值作為未知參數(shù)的初始值，以回歸方程的殘差平方和作為方差（超參數(shù)）的初始值，分城鄉(xiāng)對實際家庭人均收入與消費支出進(jìn)行時變系數(shù)估計。由于居民消費對利率變化不敏感，即利率變動在短期內(nèi)對消費傾向的影響不顯著，故剔除該變量。狀態(tài)空間模型估計結(jié)果如表2，其中[sr1]、[sr1′]分別表示城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民邊際消費傾向均值。二者模型回歸結(jié)果顯示：模型在統(tǒng)計意義上具有高度顯著性。這說明居民邊際消費傾向適合采用空間狀態(tài)模型進(jìn)行估計。根據(jù)模型可估算出城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民邊際消費傾向，時變參數(shù)[MPCr]、[MPCc]見圖2。

從圖2可以看出城鄉(xiāng)居民的短期邊際消費傾向的變化規(guī)律。對比來看，城鎮(zhèn)居民平均邊際消費傾向（0.648）高于農(nóng)村居民（0.555），這主要是由于農(nóng)村地區(qū)社會保障制度相對不健全，而城鎮(zhèn)居民在遭遇失業(yè)或生病時，可以享受一定救濟(jì)金或醫(yī)療保險以化解風(fēng)險。農(nóng)村地區(qū)居民只能依靠自己的儲蓄，因此農(nóng)村居民的邊際消費傾向低于城鎮(zhèn)。

從二者變化趨勢來看，城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向呈下降趨勢，農(nóng)村居民邊際消費傾向呈上升趨勢。根據(jù)弗里德曼的持久收入假說，對于城鎮(zhèn)居民來說，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，住房、教育支出預(yù)期不確定性增強(qiáng)，日常生活工作的風(fēng)險意識逐漸提高，因此傾向選擇較多儲蓄而非現(xiàn)期消費，以預(yù)防和滿足未來子女上學(xué)、養(yǎng)老及醫(yī)療等方面的支出。對于農(nóng)村居民來說，邊際消費傾向中吃穿用項目占主要比例，其次份額較大的是交通通訊、居住、醫(yī)療消費。按照通常消費習(xí)慣，隨著收入水平的提高，農(nóng)戶吃穿用的邊際消費傾向比例下降，交通通訊、醫(yī)療、文教娛樂及住房的邊際消費傾向則會上升。因此，在收入相對較低的年代，我國農(nóng)村居民當(dāng)前的消費主要是為滿足生存需要而進(jìn)行的消費。隨著農(nóng)戶收入水平的提高，交通通訊消費、文教娛樂消費與醫(yī)療保健消費開始得到關(guān)注，即邊際消費傾向逐漸提高。但由于薄弱的農(nóng)村社會保障機(jī)制的存在，農(nóng)村居民的消費動力總體不足。

（二）居民消費的“棘輪效應(yīng)”分析

根據(jù)杜森貝利的相對收入理論，居民消費不僅受到當(dāng)期收入的影響，還受過去收入的影響。通常的情況是，消費水平容易隨收入的提高而提高，而不會隨收入的降低而降低，即居民消費往往具有“棘輪效應(yīng)”。本文進(jìn)一步分析消費行為的非對稱性，以了解收入波動對居民消費水平的影響。

1. 非對稱ARCH模型介紹。居民消費行為對其收入上升和下降做出的反應(yīng)是非對稱的，這種非對稱性允許消費者對收入上升所做出的反應(yīng)比收入下降更加迅速，因此被稱為“杠桿效應(yīng)”。ARCH模型的主要特點是擾動項[μt]的條件方差與[μt-1]有關(guān)。以ARCH（1）為例，ARCH（1）模型就表現(xiàn)為[μt]的條件方差（[σ2t]）依賴于[μ2t-1]。含有[k]個自變量的回歸模型形式為：

[yt=γ0+γ1x1t+…+γkxkt+μt] （5）

[μ2t]服從AR（1）過程（在[t-1]時刻的所有信息都確定的條件下）：

[μ2t=α0+α1μ2t-1+εt] （6）

其中，[εt]是白噪聲序列，滿足[E（εt）=0]，[E（εtετ）=λ2，t=τ0，t≠τ]；[μt]的條件分布為：[μt?N[0，（α0+α1μ2t-1）]]，即[μt]服從均值為0，方差為[α0+α1μ2t-1]的條件正態(tài)分布。可以看出[μt]的條件方差分兩部分組成：一個常數(shù)項和前一期關(guān)于變化量的信息，用前一時刻的擾動項的平方[μ2t-1]表示（ARCH（1）項）。ARCH模型根據(jù)條件方差設(shè)定形式不同，可以分為TARCH模型、EGARCH模型及PARCH模型。

2. 居民消費的非對稱效應(yīng)的實證分析。本文采用上述非對稱效應(yīng)的ARCH模型來分析我國城鄉(xiāng)居民消費水平的波動性。首先利用城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費水平數(shù)據(jù)對均值方程進(jìn)行最小二乘估計，然后檢驗其殘差序列是否具有ARCH效應(yīng)。按照AIC和SC準(zhǔn)則，并比較不同的估計效果，認(rèn)為采用EGARCH（1，0）模型較合適，殘差服從Normal（Gaussian）分布條件下的回歸模型如表3。

其中，[cpr，t]、[cpc，t]分別表示t期城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費水平；[μt]表示誤差項；[σ2t]表示條件方差。城鎮(zhèn)居民消費水平的回歸結(jié)果顯示：各個系數(shù)在5%的顯著性水平下具有統(tǒng)計意義，且殘差序列不再具有ARCH效應(yīng)。[μt-1σt-1]項的系數(shù)具有顯著性，說明建立EGARCH模型具有杠桿效應(yīng)。當(dāng)城鎮(zhèn)消費水平增加（系統(tǒng)沖擊[μt]>0）時，維持[σ2t-1]不變，[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是（1.211+0.009）倍；當(dāng)城鎮(zhèn)消費水平下降（系統(tǒng)沖擊[μt]<0）時，維持[σ2t-1]不變，[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是（1.211-0.009）倍。由此驗證了城鎮(zhèn)居民消費具有杜森貝利所提出的“棘輪效應(yīng)”。收入增長時，居民消費水平也相應(yīng)增加；當(dāng)收入下降時，消費者不會改變以前消費習(xí)慣，可能通過動用儲蓄來維持現(xiàn)有的消費水平，因此居民消費水平下降幅度較弱，說明城鎮(zhèn)居民的消費水平具有不可逆性。

從農(nóng)村居民消費水平的回歸結(jié)果可以看出：在5%的顯著性水平下，[μt-1σt-1]項的系數(shù)不顯著（10%的顯著性水平下顯著），即杠桿效應(yīng)不明顯。這主要是由農(nóng)村居民消費謹(jǐn)慎性強(qiáng)，且農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性差，所以當(dāng)農(nóng)村居民的收入水平降低，會相應(yīng)減少消費支出，預(yù)留生產(chǎn)開支；當(dāng)收入水平升高時，出于對未來預(yù)期收入趨勢的不確定性考慮，仍會謹(jǐn)慎家庭消費支出。所以收入水平的變化對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民消費的影響力大小不盡相同。

用條件異方差序列[σ2t]衡量城鄉(xiāng)居民收入水平的波動性，為消除單位的影響，對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。即除以收入水平均值，得到標(biāo)準(zhǔn)化的衡量城鄉(xiāng)居民消費水平波動性的指標(biāo)：[σr，Z=σcpr，t]、[σc，Z=σcpc，t]。

（三）年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對邊際消費傾向影響的實證分析

根據(jù)上述分析，人口年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、收入水平的波動都會影響消費行為。本文以城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)比（[Rr，child]、[Rc，child]）和老齡撫養(yǎng)比（[Rr，old]、[Rc，old]）作為衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo)；以上述EGARCH模型所計算的標(biāo)準(zhǔn)化變異系數(shù)來衡量居民收入水平的波動性（[σr，Z]、[σc，Z]）；以上述狀態(tài)空間模型所計算的時變邊際消費傾向（[MPCr]、[MPCc]）作為城鄉(xiāng)邊際消費傾向的衡量指標(biāo)，建立多元回歸模型來分析人口年齡結(jié)構(gòu)及收入變動對邊際消費傾向的影響。

本文以1985—2012年時間序列數(shù)據(jù)對變量進(jìn)行實證分析。首先對各時間序列取對數(shù)，以減弱異方差的影響。農(nóng)村地區(qū)各序列對數(shù)表示為[LMPCc]、[LRc，child]、[LRc，old]、[Lσc，Z]；城鎮(zhèn)地區(qū)各序列對數(shù)表示為：[LMPCr]、[LRr，child]、[LRr，old]、[Lσr，Z]。為消除虛假回歸的影響，分城鄉(xiāng)對上述各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗），檢驗結(jié)果見表4。由檢驗結(jié)果可知：在5%的置信水平下，零假設(shè)被拒絕，說明時間序列的一階差分為平穩(wěn)序列，即一階單整。由于OLS回歸模型的殘差序列存在偏相關(guān)，故加入MA（1）項，回歸結(jié)果見表5。從回歸結(jié)果可以看出，模型擬合效果良好，MA（1）項系數(shù)顯著，且DW值與2接近，基本消除序列相關(guān)。

表5結(jié)果顯示：在5%的置信水平下，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向有負(fù)向影響。說明隨著少兒撫養(yǎng)比的降低，城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向會提高，這主要是由于生育率水平與人力資本投資的相互影響機(jī)制在城鎮(zhèn)地區(qū)已經(jīng)形成良性循環(huán)。隨著孩子數(shù)量的減少，人們會增加孩子質(zhì)量的投資，特別是孩子教育方面的投資。在家庭子女?dāng)?shù)較少的情況下，父母對子女的婚姻大事非常重視，年輕人盡管步入了勞動年齡人口階段（15—64歲），但是在結(jié)婚成家階段，大多需要來自父母輩的經(jīng)濟(jì)支持以買房安家。所以少兒撫養(yǎng)比降低，反而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向提高。然而，老齡撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向的影響不顯著。從回歸系數(shù)（-0.0374）的符號來看，為負(fù)向的影響。這是因為城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老保險及醫(yī)療保險機(jī)制相對較完善，所以養(yǎng)老儲蓄動機(jī)相對較弱，故回歸系數(shù)在5%的置信水平下不顯著。在5%的置信水平下，收入波動程度對城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向有正向影響，但影響較弱（回歸系數(shù)為0.0093）。說明收入受到?jīng)_擊產(chǎn)生波動對城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向造成的影響比較微弱，城鎮(zhèn)居民消費行為慣性較強(qiáng)，即存在“棘輪效應(yīng)”。

表5結(jié)果還顯示：在5%的顯著性水平下，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比對居民邊際消費傾向有正向的影響，與城鎮(zhèn)居民恰恰相反。說明在農(nóng)村地區(qū)隨著少兒撫養(yǎng)比的降低，居民的邊際消費傾向會降低。這主要是由于農(nóng)村地區(qū)生育率水平下降與人力資本投資還未形成良性循環(huán)，生育率下降未能積極有效促進(jìn)家庭人力資本投資，反而隨著家庭孩子數(shù)減少，消費支出會降低，因此邊際消費傾向減少。農(nóng)村老齡撫養(yǎng)比對居民的邊際消費傾向有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村地區(qū)人們養(yǎng)老儲蓄動機(jī)十分強(qiáng)烈。隨著生育率的降低，家庭孩子數(shù)減少，靠子女養(yǎng)老的傳統(tǒng)保障也有所削弱，故農(nóng)村居民表現(xiàn)出十分強(qiáng)烈的養(yǎng)老儲蓄動機(jī)。在5%的置信水平下，收入波動程度對農(nóng)村居民邊際消費傾向有正向影響，且影響程度明顯高于城鎮(zhèn)地區(qū)（回歸系數(shù)=0.0371）。由此說明收入的波動性對農(nóng)村居民的影響要大于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)消費水平的“棘輪效應(yīng)”較弱，邊際消費傾向的彈性較高。

四、結(jié)論及建議

以上分析表明，人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費的影響是不一樣的。理論上少兒人口和老齡人口比重高，相應(yīng)的邊際消費傾向應(yīng)該高。以上模型分析表明農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律，在生育率不斷下降情況下，農(nóng)村社保體制尚不完善，農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。然而城鎮(zhèn)地區(qū)情況卻不一樣，由于社保體制較完善，所以老齡撫養(yǎng)比提高對養(yǎng)老儲蓄動機(jī)的影響較小，而隨著少兒撫養(yǎng)比減少，城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向會提高。同時城鎮(zhèn)居民消費滿足相對收入理論，其消費行為表現(xiàn)出明顯的消費慣性，其消費水平易隨收入的提高而提高，而不易隨收入降低而下降，但是農(nóng)村居民消費慣性較弱。

（一）建立可持續(xù)發(fā)展的養(yǎng)老保障體制

經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率上升的貢獻(xiàn)率隨著人口老齡化的加劇而被強(qiáng)化。隨著少兒撫養(yǎng)比的降低被弱化，以及人口城市化進(jìn)程的推進(jìn)，人們的消費水平逐漸提高。高儲蓄率可能是人口結(jié)構(gòu)變化過程中的客觀規(guī)律，特別是在人口老齡化加劇的情況下，我國人口老齡化速度高于其他發(fā)展中國家，且老齡人口數(shù)量龐大，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險機(jī)制相差懸殊。因此，在未來若干年的快速增長時期，應(yīng)抓緊建立適合我國國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障體制。

（二）化人口壓力為內(nèi)需實力

從人口角度來看，龐大的人口規(guī)模是擴(kuò)大內(nèi)需可挖掘的潛力。然而將人口壓力轉(zhuǎn)化為內(nèi)需實力，居民可支配收入能否提高是關(guān)鍵前提條件。建議提升人口投資和人口素質(zhì)，以增強(qiáng)購買能力；健全社會養(yǎng)老保險機(jī)制，以增強(qiáng)居民對未來預(yù)期的信心；加快人口城市化進(jìn)程，讓農(nóng)村人口既能參與工業(yè)化建設(shè)，也能有經(jīng)濟(jì)實力分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。解決內(nèi)需問題不僅要立足當(dāng)前也要著眼于長遠(yuǎn)，在刺激內(nèi)需過程中統(tǒng)籌解決人口問題，力爭做到經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口發(fā)展協(xié)調(diào)雙贏。

（三）提升新型業(yè)態(tài)升級的內(nèi)需市場

城鎮(zhèn)居民消費的“棘輪效應(yīng)”要高于農(nóng)村地區(qū)，即消費慣性表現(xiàn)更為強(qiáng)烈，這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異存在關(guān)系，因此農(nóng)村消費市場仍存在巨大的發(fā)展空間?；ヂ?lián)網(wǎng)時代，消費市場結(jié)構(gòu)也正發(fā)生變化。要完成消費增長動力轉(zhuǎn)換—從商品消費轉(zhuǎn)向服務(wù)消費驅(qū)動，從傳統(tǒng)消費轉(zhuǎn)向新型消費驅(qū)動，從城鎮(zhèn)消費轉(zhuǎn)向城鄉(xiāng)化驅(qū)動。受此影響，智慧生活、綠色環(huán)保、全球時尚、文化體育消費將成為城鄉(xiāng)消費市場發(fā)展的新亮點。

注：

①Kalman濾波是在時刻t給予所有可能信息計算狀態(tài)的最理想的遞進(jìn)過程。其主要作用是當(dāng)擾動項和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時，能夠通過預(yù)測誤差分解計算似然函數(shù)，從而可以對模型中的所有未知參數(shù)進(jìn)行估計。當(dāng)新的觀測值一旦得到，就可以利用Kalman濾波進(jìn)行修正狀態(tài)向量的估計。

參考文獻(xiàn)：

[1]Modigliani F and R. Brumburg. 1954. Utility Analysis and the Consumption Function. Chapter 15，in Post Keynesian Economics，K. K. Kurihara. New Brunswick，NJ：Rutgers University Press.

[2]International Monetary Fund，2009.Asia and Pacific Regional Economic Outlook：Building a Sustained Recovery，October，Washington DC.

[3]Ma G，Yi W. 2010.China's high saving rate：myth and reality. International Economics，122.

[4]Samuelson，P. A.1958. An Exact Consumption Loan Model of Interest with or without The Social Contrivance of Money[J].Journal of Political Economy，Vol. 66， No. 6.

[5]Hock，H. and Weil， D. N. 2006. The Dynamics of The Age Sructure，Dependency，and Consumption[R].NBER Working Paper，No. 12140.

[6]龍志，周浩明.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000，（11）.

[7]王萍.勞動年齡人口比重變化對居民儲蓄率的影響研究—基于遼寧省數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報2013，（6）.

[8]徐升艷，趙剛，夏海勇.人口撫養(yǎng)比對國民儲蓄的長期動態(tài)影響研究[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2013，（3）.

[9]唐代盛，烏拉爾·沙爾賽開，鄧力源.人口紅利：基于中國儲蓄數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會科學(xué)研究，2014，（2）.

[10]申秋紅.人口結(jié)構(gòu)、宏觀經(jīng)濟(jì)因素、經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率的影響[J].財經(jīng)理論研究，2013，（5）.

（特約編輯 齊稚平；校對 RR，SJ）