■ 薛思齊（湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院 長(zhǎng)沙 410079）

引言

進(jìn)入21世紀(jì)后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)保持快速增長(zhǎng)，直至2011年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率都保持在8%以上，而從2012年開(kāi)始我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度逐年放緩，2014年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率降到7.4%。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠消費(fèi)、投資和凈出口來(lái)拉動(dòng)，而近年來(lái)我國(guó)呈現(xiàn)投資過(guò)熱、貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大的現(xiàn)象，與此同時(shí)我國(guó)居民長(zhǎng)期以來(lái)消費(fèi)不振，導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡。數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)居民消費(fèi)率從1990年的46.7%下降到2013年的34.09%，降幅明顯。因此，提振消費(fèi)者信心對(duì)于拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式至關(guān)重要。對(duì)未來(lái)的不確定性是我國(guó)居民消費(fèi)不振的一個(gè)主要原因，而完善的社會(huì)保障制度能弱化不確定性預(yù)期。計(jì)劃生育政策也導(dǎo)致我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)在悄然發(fā)生變化。因此，本文在考慮我國(guó)當(dāng)前人口年齡結(jié)構(gòu)的背景下研究社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)的影響是具有理論和現(xiàn)實(shí)意義的。

關(guān)于社會(huì)保障與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，國(guó)外學(xué)者的研究主要基于Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期假說(shuō)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行理論拓展和實(shí)證研究，研究結(jié)論并不一致。Feldstein（1974）在擴(kuò)展的生命周期理論下提出社會(huì)保障對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄具有“財(cái)富替代效應(yīng)”和“引致退休效應(yīng)”，二者的相對(duì)強(qiáng)度決定了社會(huì)保障對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄的凈效應(yīng)。他還運(yùn)用美國(guó)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究了凈社會(huì)保障財(cái)富對(duì)總消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障減少了個(gè)人儲(chǔ)蓄而增加了消費(fèi)。Leimer等（1982）通過(guò)實(shí)證研究得出社會(huì)保障擠出居民消費(fèi)。Barro（1978）提出的私人代際轉(zhuǎn)移支付理論認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)國(guó)民儲(chǔ)蓄沒(méi)有影響。國(guó)內(nèi)主流觀點(diǎn)認(rèn)為社會(huì)保障對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)有促進(jìn)作用（姜百臣，2010）。另有一些學(xué)者認(rèn)為社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)有阻礙作用（王曉霞等，2008）。

基于近年來(lái)我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，部分學(xué)者開(kāi)始關(guān)注人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響。理論基礎(chǔ)源于生命周期假說(shuō)，該理論表明一國(guó)勞動(dòng)人口比重與社會(huì)總儲(chǔ)蓄率正相關(guān)，少兒和老年人口比重與社會(huì)總儲(chǔ)蓄率負(fù)相關(guān)。Higgins等（1997）認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)是近期亞洲國(guó)家儲(chǔ)蓄率上升和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心因素，但保羅·舒爾茨（2005）對(duì)亞洲16個(gè)國(guó)家和地區(qū)的研究表明一國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系并不顯著。袁志剛（2000）通過(guò)構(gòu)建兩期疊代模型發(fā)現(xiàn)人口老齡化會(huì)激勵(lì)居民增加儲(chǔ)蓄而減少消費(fèi)。李文星（2008）認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)并非導(dǎo)致我國(guó)目前居民消費(fèi)率過(guò)低的原因。

通過(guò)梳理以往文獻(xiàn)，筆者認(rèn)為存在以下問(wèn)題：首先，均是單方面考慮社會(huì)保障支出或者人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民消費(fèi)的影響，并沒(méi)有將二者結(jié)合進(jìn)行研究；其次，均使用國(guó)際面板數(shù)據(jù)或我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，忽視了我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異較大的現(xiàn)狀。本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上做了進(jìn)一步的分析：第一，以生命周期假說(shuō)為理論依據(jù)，旨在研究在我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)的大環(huán)境下，社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)的影響；第二，對(duì)居民消費(fèi)水平的測(cè)度使用居民消費(fèi)率和居民消費(fèi)支出額兩個(gè)指標(biāo)，并對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和農(nóng)村居民消費(fèi)水平分別進(jìn)行研究；第三，使用省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，避免內(nèi)生性問(wèn)題。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型設(shè)定

首先，本文將居民消費(fèi)率作為衡量居民消費(fèi)水平的指標(biāo)，即將居民消費(fèi)水平占人均GDP的比重作為被解釋變量，則基本面板回歸方程設(shè)定如下：

其中，i代表地區(qū)，t代表時(shí)間，Ut為未觀測(cè)到的地區(qū)特質(zhì)效應(yīng)，ξit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文關(guān)注的重點(diǎn)解釋變量X為政策人口變量，包括實(shí)際社會(huì)保障支出的對(duì)數(shù)、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比和總撫養(yǎng)比。其中l(wèi)nSSE表示剔除了通脹因素的實(shí)際社會(huì)保障支出對(duì)數(shù)值；少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比統(tǒng)稱為社會(huì)撫養(yǎng)比，用來(lái)反映我國(guó)的人口年齡結(jié)構(gòu)。Y表示模型的控制變量，包括實(shí)際收入增長(zhǎng)率、實(shí)際利率、城鄉(xiāng)收入差距和通貨膨脹率。影響居民消費(fèi)率的是實(shí)際收入的增長(zhǎng)率，而不是收入水平（Modigliani and Cao，2004），受數(shù)據(jù)的限制，本文用人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率（RPGDPR）作為實(shí)際收入增長(zhǎng)率的代理變量；實(shí)際利率（RR）等于一年期存款名義利率的加權(quán)平均值減去CPI的增長(zhǎng)率；由于缺少各省份的基尼系數(shù)，本文使用城鄉(xiāng)收入比作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)，即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入的比值（URRI）。國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)的實(shí)證研究結(jié)論基本一致，都認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)面影響（朱國(guó)林等，2002；陳斌開(kāi)，2012）；通貨膨脹率（INF）由CPI計(jì)算得出，通常反映價(jià)格波動(dòng)或宏觀經(jīng)濟(jì)的不確定性對(duì)居民消費(fèi)的影響，但影響的方向不確定。考慮到居民受消費(fèi)習(xí)慣的影響，居民消費(fèi)率會(huì)具有很大的慣性，因此本文在解釋變量中加入居民消費(fèi)率的滯后一期項(xiàng)ROCit-1。

表1 社會(huì)保障支出構(gòu)成項(xiàng)目

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

表4 Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

基于以上分析，本文最終得到以下動(dòng)態(tài)面板模型，式（2）使用少兒撫養(yǎng)比（CDR，0-14歲人口占15-64歲人口的比重）和老年撫養(yǎng)比（ODR，65歲及以上人口占15-64歲人口的比重）衡量我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)，式（3）使用總撫養(yǎng)比（DR）衡量。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

國(guó)內(nèi)對(duì)社會(huì)保障支出的研究主要使用兩個(gè)指標(biāo)，財(cái)政社保支出和社會(huì)保障總支出（包括財(cái)政社保支出和社會(huì)保險(xiǎn)基金支出）。因?yàn)樯鐣?huì)保障總支出涵蓋面更廣，因而本文使用該衡量指標(biāo)。社會(huì)保障支出的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于統(tǒng)計(jì)口徑的變動(dòng)，社會(huì)保障支出組成也有一定差別：2007年之后我國(guó)對(duì)政府收支分類(lèi)項(xiàng)目的設(shè)置進(jìn)行了改革，將撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費(fèi)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出合并為“社會(huì)保障和就業(yè)”。雖然新舊統(tǒng)計(jì)口徑之間存在一些差別，但總體內(nèi)容是一致的，表現(xiàn)出較強(qiáng)的連續(xù)性。表1列出了不同時(shí)期社會(huì)保障支出的組成部分。

本文采用中國(guó)29個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）2001-2012年的宏觀面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，因重慶和西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失而未包括在內(nèi)（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）。表2是式（2）和式（3）中各變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)。少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比和總撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，一年期存款名義利率來(lái)源于中國(guó)人民銀行，其他數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。為消除通貨膨脹因素，本文以2001年為基期對(duì)相應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。

實(shí)證分析

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為了防止偽回歸出現(xiàn)，本文采用LLC和IPS檢驗(yàn)方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，二者檢驗(yàn)結(jié)果不一致，表明所有變量一階差分后均是平穩(wěn)序列，可以進(jìn)一步分析。

（二）面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

目前面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法主要分為兩大類(lèi)：一類(lèi)是在Engle-Granger兩步法的基礎(chǔ)上進(jìn)行推廣，即利用面板回歸方程計(jì)算得到的殘差構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，主要有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；另一類(lèi)是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，可以檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，允許面板數(shù)據(jù)存在空間相關(guān)性。本文使用Eviews 8.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Kao檢驗(yàn)，其原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。

（三）動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)結(jié)果與分析

本文最終確定的計(jì)量模型將被解釋變量的滯后一期引入，會(huì)造成解釋變量間嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題，由此得出的參數(shù)是有偏和非一致的。本文采用一步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，可以很好地解決內(nèi)生性問(wèn)題。使用Stata 11.0計(jì)量軟件進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

從四個(gè)模型檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)均接受原假設(shè)，表明本文選用的工具變量是有效的。AR（1）檢驗(yàn)均拒絕了原假設(shè)，而AR（2）接受原假設(shè)，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在一階序列相關(guān)但不存在二階序列相關(guān)。因此，本文使用的估計(jì)方法是有效的，可以對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步解讀：

首先，滯后一期的居民消費(fèi)率均顯著為正，即滯后一期居民消費(fèi)率的降低會(huì)很大程度上引起當(dāng)期居民消費(fèi)率的降低，說(shuō)明我國(guó)居民的當(dāng)期消費(fèi)受過(guò)去消費(fèi)習(xí)慣的影響。其次，四個(gè)模型中社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)率都是正的影響，但在模型1中社會(huì)保障支出不顯著，而模型3和4中社會(huì)保障支出顯著，說(shuō)明社保支出對(duì)居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用并不明顯。再次，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響均顯著為正，說(shuō)明生命周期假說(shuō)在我國(guó)成立。一方面，隨著孩子數(shù)目的減少，父母在子女身上的總支出減少。另一方面，部分父母依靠子女養(yǎng)老的觀念逐步轉(zhuǎn)變，父母會(huì)增加儲(chǔ)蓄來(lái)保障退休生活，因而少兒撫養(yǎng)比的下降不利于我國(guó)消費(fèi)率的提高；老年人主要是消費(fèi)者而不是儲(chǔ)蓄者，他們已經(jīng)解決了子女教育、嫁娶和住房問(wèn)題，沒(méi)有后顧之憂，因而老年撫養(yǎng)比的升高有利于居民消費(fèi)；由模型4可以看出社會(huì)總撫養(yǎng)比的下降會(huì)抑制消費(fèi)。最后，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)率的影響顯著為負(fù)，經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)帶動(dòng)居民實(shí)際收入的增長(zhǎng)，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為居民的高儲(chǔ)蓄率；其余三個(gè)控制變量（RR、URRI、INF）的符號(hào)保持穩(wěn)定，但均不顯著。

此外，本文將居民消費(fèi)支出額作為衡量居民消費(fèi)水平的指標(biāo)對(duì)模型進(jìn)行了拓展。全國(guó)層面使用居民消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)值，城鎮(zhèn)層面使用城鎮(zhèn)居民人均全年消費(fèi)性支出的對(duì)數(shù)值，農(nóng)村層面使用農(nóng)村居民人均全年生活消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)值，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，并以2001年為基期進(jìn)行了平減。此外，影響居民消費(fèi)支出的重要因素是實(shí)際收入，本文使用人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)值（lnRPGDP）作為代理變量；并加入了城鎮(zhèn)化指標(biāo)（UR，即常住城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀┳鳛榭刂谱兞?。估?jì)結(jié)果如表6所示。

從全國(guó)層面來(lái)看，綜合比較模型3、模型4、模型5和模型6，各主要解釋變量的顯著性和系數(shù)基本保持一致，而其他控制變量由之前的不顯著變得顯著，這進(jìn)一步證實(shí)了模型估計(jì)的可靠性；城鎮(zhèn)居民層面的估計(jì)結(jié)果與全國(guó)層面基本保持一致，可見(jiàn)當(dāng)前人口年齡結(jié)構(gòu)的變化和社會(huì)保障體系的不完善能夠在一定程度上解釋城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不振的現(xiàn)狀。另外，城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)正相關(guān)，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平的提高拉動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)；而農(nóng)村居民層面的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)了明顯的變異，說(shuō)明該模型并不適用于農(nóng)村地區(qū)。

表5 動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)結(jié)果

表6 拓展的動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)結(jié)果

結(jié)論與建議

本文以生命周期理論為出發(fā)點(diǎn)，運(yùn)用我國(guó)2001-2012年的省際面板數(shù)據(jù)和一步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法考察了社會(huì)保障支出、人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響。實(shí)證分析得出：社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)具有弱顯著的正效應(yīng)，且這種影響不大，因而近年來(lái)我國(guó)社會(huì)保障的改善并不能緩解我國(guó)居民消費(fèi)不振的現(xiàn)狀；少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響均顯著為正，生命周期理論在我國(guó)成立。我國(guó)少兒撫養(yǎng)比大幅下降可以解釋居民消費(fèi)率的持續(xù)走低。老年撫養(yǎng)比雖有上升，但對(duì)居民消費(fèi)率的拉動(dòng)作用有限?？偟膩?lái)看，由于總撫養(yǎng)比逐年降低，人們傾向于儲(chǔ)蓄而非消費(fèi)，因此人口年齡結(jié)構(gòu)的變化是居民消費(fèi)率下降的一個(gè)原因；居民消費(fèi)率的滯后一期對(duì)當(dāng)期消費(fèi)有顯著的正效應(yīng)，說(shuō)明我國(guó)居民消費(fèi)具有慣性；模型可以較好地解釋我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)不足問(wèn)題，但不適用于農(nóng)村居民家庭?；诖耍疚奶岢鲆韵陆ㄗh：

首先，進(jìn)一步完善我國(guó)社會(huì)保障體系，減少居民對(duì)未來(lái)收支的不確定性，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。具體而言，在現(xiàn)有的社會(huì)保障制度基礎(chǔ)上，進(jìn)一步健全社保制度；統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度，著力健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，縮小城鄉(xiāng)社保差距；從資金、物力和人力上加大社會(huì)保障支出力度，有效地促進(jìn)社會(huì)保障制度的運(yùn)行；完善社會(huì)保障監(jiān)管體系，提高社會(huì)保障實(shí)施過(guò)程中的透明度，使居民切實(shí)從社會(huì)保障體系中獲益。

其次，結(jié)合我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)，提倡少兒品質(zhì)教育、注重勞動(dòng)人口的技能培訓(xùn)和綜合素質(zhì)提升、完善養(yǎng)老保障體系。重視育兒質(zhì)量，加大在少兒培養(yǎng)方面的投入與支出，拉動(dòng)消費(fèi)；鑒于我國(guó)老齡化速度加快，一方面我們要完善老年人的醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保障，另一方面應(yīng)提高勞動(dòng)人口技能水平和綜合素質(zhì)，注重人才培養(yǎng)，從依靠“人口紅利”逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽俊凹夹g(shù)人才”，積累人力資本優(yōu)勢(shì)，確保經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)健康發(fā)展。

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