李斌，吳書勝

(湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙，410006)

人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命與居民消費(fèi)率
——基于省際動態(tài)面板系統(tǒng)GMM的檢驗(yàn)

李斌，吳書勝

(湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南長沙，410006)

利用中國1997—2012年的省級面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計(jì)方法，考察了人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率有顯著影響，但具有很大的區(qū)域性。東中西部地區(qū)比較表明：少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響由大到小為東部、中部、西部；老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率影響由大到小為西部、中部、東部；預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率的影響由大到小為東部、西部、中部。

人口年齡結(jié)構(gòu)；預(yù)期壽命；居民消費(fèi)率；動態(tài)面板；GMM估計(jì)

一、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)體制市場化改革以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展。在拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”中，投資占主導(dǎo)地位，而消費(fèi)的貢獻(xiàn)率一直處在一個相對較低的水平。并且在消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，居民消費(fèi)支出在持續(xù)走低。盡管近年來我國政府致力于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，擴(kuò)大內(nèi)需，2012年消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率高于投資，但我國與發(fā)達(dá)國家的居民消費(fèi)水平還是具有一定的差距。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2012年我國居民消費(fèi)率只有35%，明顯低于美國的70%、日本的60%和俄羅斯的52%。中國居民較低的消費(fèi)意愿導(dǎo)致國內(nèi)居民消費(fèi)不足，使得經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)不均衡態(tài)勢。因此，研究中國居民消費(fèi)率偏低的原因?qū)τ谶M(jìn)一步激發(fā)消費(fèi)的巨大潛力，實(shí)現(xiàn)“兩型社會”和“中國夢”的偉大目標(biāo)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。現(xiàn)有文獻(xiàn)對于居民消費(fèi)率及其影響因素的研究主要集中在以下幾個方面。

首先是經(jīng)濟(jì)驅(qū)動。一是居民收入。學(xué)界普遍認(rèn)同居民收入水平是居民消費(fèi)的主要影響因素。凱恩斯認(rèn)為消費(fèi)者的現(xiàn)期消費(fèi)僅由現(xiàn)期收入水平?jīng)Q定。滿足基本消費(fèi)需求后，引致消費(fèi)會隨收入的增加而增加，但不同消費(fèi)傾向的消費(fèi)者引致消費(fèi)增加幅度不一致。二是收入增長率。收入增長率對消費(fèi)具有重要影響，但具體作用方向不確定。根據(jù)生命周期理論[1]，居民消費(fèi)只與人均收入水平的增長率有關(guān)，而與收入水平無關(guān)。Kraay[2]、Modigliani和Cao[3]進(jìn)一步論證了這個觀點(diǎn)。但是前者研究表明收入增長率對家庭消費(fèi)率具有顯著的正向影響。而后者則認(rèn)為未來的收入增長率對家庭消費(fèi)率有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。三是通貨膨脹率。通貨膨脹率對居民消費(fèi)率的影響方向同樣是不確定的。Bailey[4]認(rèn)為高通貨膨脹會降低家庭的購買力，因此會將大部分收入都用于消費(fèi)，間接提高了消費(fèi)率。而Mundell[5]則認(rèn)為高通脹對實(shí)際貨幣均衡有一個負(fù)面影響，個人為了恢復(fù)其實(shí)際財(cái)富會增加儲蓄，降低消費(fèi)。

其次是政府推動。一是社會保障。一般而言，較高的社會保障水平和完善的保障體系會提高居民消費(fèi)水平，進(jìn)而提高居民消費(fèi)率。Modigliani等的[6]研究認(rèn)為，社會保障越完善，居民的預(yù)防性儲蓄就減少，儲蓄意愿就會減弱，邊際消費(fèi)傾向就越高。我國學(xué)者[7?9]研究認(rèn)為，快速變化的中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)缺乏完善的社會保障體系，使得居民采取預(yù)防性儲蓄以防范未來，造成現(xiàn)階段居民總消費(fèi)不足。方匡南與章紫藝[10]進(jìn)一步論證了上述觀點(diǎn)，認(rèn)為有社會保障家庭的人均消費(fèi)要高于無社會保障家庭的人均消費(fèi)。二是社會分配。社會分配公平程度對居民消費(fèi)具有重要影響。劉文斌[11]、袁志剛等的[12]研究認(rèn)為大部分財(cái)富集中在少數(shù)人手中，造成收入分配不均，不同收入水平人群的消費(fèi)傾向不一致，導(dǎo)致了居民消費(fèi)不足。

最后是社會變動。一是人口年齡結(jié)構(gòu)。人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)率具有重要影響，但不同地區(qū)、不同時間段影響結(jié)果不確定。國外實(shí)證方面，列夫(Leff)[13]通過對74個國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與消費(fèi)率之間均具有顯著的正相關(guān)性。而Wilson[14]利用澳大利亞和加拿大時間序列數(shù)據(jù)對儲蓄率和年齡結(jié)構(gòu)作協(xié)整回歸分析，并不支持人口年齡結(jié)構(gòu)和儲蓄率存在相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)研究始于2000年，隨著人口年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，我國進(jìn)入老齡化社會。李文星等[9]利用動態(tài)面板GMM估計(jì)方法，使用1989—2004年省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率具有顯著負(fù)影響，但這種影響不大，而老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響不顯著。于瀟[15]等則認(rèn)為中國當(dāng)前處于人口老齡化初期階段，老年人口比重快速提高的同時伴隨著少兒人口比重的迅速下降，在老年人消費(fèi)系數(shù)高于少兒消費(fèi)系數(shù)的情況下，人口老齡化對消費(fèi)的影響表現(xiàn)出正效應(yīng)；當(dāng)老齡化進(jìn)入加速發(fā)展階段時將對消費(fèi)需求產(chǎn)生抑制效應(yīng)。二是人口預(yù)期壽命。人口預(yù)期壽命也會影響居民消費(fèi)率。舒爾茨[16]認(rèn)為基于年齡結(jié)構(gòu)的生命周期理論無力解釋東亞地區(qū)的“消費(fèi)率之謎”，而預(yù)期壽命延長則是主要原因。國內(nèi)學(xué)者研究預(yù)期壽命與居民消費(fèi)率相關(guān)關(guān)系的文獻(xiàn)很少，劉長生和簡玉峰[17]、劉生龍等[18]通過收集省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，發(fā)現(xiàn)人口預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率具有顯著的負(fù)向影響。

通過前文綜述發(fā)現(xiàn)，首先，已有的研究主要是從經(jīng)濟(jì)、政府和社會三個方面進(jìn)行研究。但是在社會層面，受老齡化進(jìn)一步加重的影響，在人口預(yù)期壽命增加的情況下，已有研究在數(shù)據(jù)方面具有一定局限性。其次，社會層面的研究只是單一地關(guān)注人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)率的影響或預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率的影響，很少有文章將二者聯(lián)合起來進(jìn)行研究。最后，就我國實(shí)際來講，經(jīng)濟(jì)體制改革以來，我國人口預(yù)期壽命的提高會影響我國居民的消費(fèi)行為選擇。但是，國內(nèi)人口預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率影響的研究還處在空白期。為此，本文以人口年齡結(jié)構(gòu)和人口預(yù)期壽命兩個方面為核心，在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，考察它們對我國居民消費(fèi)率的影響方式及影響程度。

二、理論機(jī)制分析

根據(jù)生命周期假說(LCH)，理性經(jīng)濟(jì)人依照效用最大化原則，平滑一生的消費(fèi)。我們將理性經(jīng)濟(jì)人的一生分為三個階段，少年階段、工作階段(中年階段)和老年階段。選取工作階段的微觀代表性個體，推導(dǎo)其一生收入和財(cái)富消費(fèi)的效用最大化配置測度及其影響程度。

(一) 基本假設(shè)

其一，t時期中年階段(m)個體將一生工資收入(YL)和財(cái)富收入(WR)按不同比例分別在維持當(dāng)期子女消費(fèi)當(dāng)期個人消費(fèi)當(dāng)期老人消費(fèi)下期個人消費(fèi)和當(dāng)期子女遺留財(cái)富五個層面。

其二，t時期中年階段(m)個體收入來源于工資收入(YL)和財(cái)富收入(WR)，其中財(cái)富收入的金額等于上期中年階段(m)個體留下的遺留財(cái)富的折現(xiàn)值，即上期中年階段(m)個體工資收入的固定比例(α1)數(shù)的折現(xiàn)值。

其三，t時期中年階段(m)個體有一個不變的時間偏好率(θ)和一個適用于任何時刻(t)的消費(fèi)效用函數(shù)：

其四，t時期中年階段(m)個體追求消費(fèi)效用最大化，且消費(fèi)效用是可以跨期累加的。

(二) 最優(yōu)消費(fèi)規(guī)劃

t時期中年階段(m)個體最優(yōu)消費(fèi)策略由以下規(guī)劃確定：

(三) 結(jié)論分析

(1)～(6)給出了微觀代表性個體的最優(yōu)消費(fèi)規(guī)劃，但宏觀居民消費(fèi)率是宏觀總體居民消費(fèi)總額和宏觀總體居民收入的比值，故還應(yīng)將宏觀人口年齡結(jié)構(gòu)因素考慮進(jìn)去。設(shè)定t時期人口總?cè)藬?shù)為L，其中少年人口、工作人口和老年人口所占比例分別為λ1、λ2、λ3，每個階段的人口又分為兩部分。具體的t時期的人口數(shù)量變化如表1。

表1 t時期的人口數(shù)量

我們發(fā)現(xiàn)宏觀居民消費(fèi)率對少兒撫養(yǎng)比(yd)和老年撫養(yǎng)比(od)的偏導(dǎo)數(shù)均大于零，即隨著少年撫養(yǎng)比的增大(如少年人口增長率大于工作人口增長率)和老年撫養(yǎng)比的增大(如老年人口增長率大于工作人口的增長率)時，居民消費(fèi)率有增大的趨勢，但增大的程度還受到少年人口出生率(nt)、老年人口死亡率(mt)、邊際效用遞減程度(ε1、ε2)、既定的消費(fèi)效用貼現(xiàn)率α、t時期中年階段(m)個體給當(dāng)期子女遺留財(cái)富的比重和常數(shù)θ決定。

另外，由于人民生活水平、醫(yī)療水平和個人健康意識的增強(qiáng)，人均預(yù)期壽命會延長，也即在t?1時期數(shù)量的人口中有βt比例的人口在t時期繼續(xù)存活，則t時期老年人口第二部分人口數(shù)量應(yīng)為時期宏觀居民消費(fèi)率對βt求取偏導(dǎo)數(shù)，結(jié)果如下：

結(jié)果發(fā)現(xiàn)宏觀居民消費(fèi)率對βt的偏導(dǎo)數(shù)大于零，說明人均預(yù)期壽命(life)的延長對居民消費(fèi)率具有正向促進(jìn)作用，預(yù)期壽命越長，增加幅度越大，居民消費(fèi)率增長得越快。其他因素如人均居民收入、城鄉(xiāng)收入差距等，雖在理論模型推導(dǎo)中沒有明確體現(xiàn)，但其對居民消費(fèi)率有著不可忽視的重要影響。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理

(一) 計(jì)量模型設(shè)定

在建立計(jì)量模型時，考慮到在樣本區(qū)間內(nèi)，我國實(shí)施了一系列的經(jīng)濟(jì)體制改革，市場、消費(fèi)者所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境并不穩(wěn)定，因此，本文采用簡約型模型。由于本文核心變量是人口年齡結(jié)構(gòu)和預(yù)期壽命(life)，基礎(chǔ)變量為收入增長率(inc)和人均收入水平(rgdp)，則建立如下基本計(jì)量模型：

上式中：下標(biāo)i代表地區(qū)，t表示時間，ui為不可觀察的地區(qū)效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。crit表示i地區(qū)t時期的居民消費(fèi)率，ydit表示i地區(qū)t時期的少兒撫養(yǎng)比，odit表示i地區(qū)t時期的老年撫養(yǎng)比，lifeit表示i地區(qū)t時期的人均預(yù)期壽命，incit表示i地區(qū)t時期的居民收入增長率，rgdpit表示i地區(qū)t時期的居民收入水平。

理論上，預(yù)期壽命的增加會在一定程度上改變?nèi)丝谀挲g結(jié)構(gòu)，提高老年撫養(yǎng)比，加重人口老齡化進(jìn)而影響居民消費(fèi)率。為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，在方程(10)的基礎(chǔ)上，加入反映收入差距對居民消費(fèi)率影響的城鄉(xiāng)收入比變量(rui)、反映社會保障支出對居民消費(fèi)率影響的公共財(cái)政支出比變量(fisd)、反映物價水平變動對居民消費(fèi)率的影響通貨膨脹率變量(inf)，則得到如下面板回歸方程：

(10)(11)式是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，主要運(yùn)用固定效應(yīng)模型(FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)估計(jì)。如果ui與某個解釋變量相關(guān)，則選擇固定效應(yīng)模型；若與所有解釋變量不相關(guān)，則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。但(10)(11)式忽略了居民消費(fèi)率可能存在的滯后性，再加上居民消費(fèi)率和人均收入、收入增長率、通貨膨脹率之間存在相互影響，估計(jì)方程(10)(11)可能會出現(xiàn)內(nèi)生性問題。為避免內(nèi)生性問題對估計(jì)結(jié)果的影響，還加入了居民消費(fèi)率的滯后項(xiàng)(crit?1)，更好地反映了居民消費(fèi)率的動態(tài)變化特征，動態(tài)面板方程如下：

傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法不再適用方程(12)，本文采用廣義矩估計(jì)(GMM)方法進(jìn)行估算。廣義矩估計(jì)(GMM)分為一步估計(jì)和兩步估計(jì)，又可以分為差分GMM估計(jì)、系統(tǒng)GMM估計(jì)。由于兩步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差存在偏倚，一步系統(tǒng)GMM比一步差分GMM運(yùn)用更多的信息，有效性更強(qiáng)。本文選擇一步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，這樣不僅可以有效控制居民消費(fèi)率可能存在的序列自相關(guān)，前期值與殘差之間可能存在的內(nèi)生關(guān)聯(lián)，還可以控制其他解釋變量與殘差之間可能存在的內(nèi)生性問題。

(二) 變量測度

一是居民消費(fèi)率。居民消費(fèi)率(cr)是指一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)，用于居民個人消費(fèi)和社會消費(fèi)的總額占當(dāng)年國民支出總額或國民收入使用額的比率。本文用各地區(qū)居民消費(fèi)支出占支出法計(jì)算的地區(qū)GDP的比重來表示。

二是人口年齡結(jié)構(gòu)。本文采用少兒撫養(yǎng)比(yd)和老年撫養(yǎng)比(od)來表示人口年齡結(jié)構(gòu)。少兒撫養(yǎng)比為15歲以下人口數(shù)除以15～64歲人口數(shù)，老年撫養(yǎng)比為65歲及以上人口數(shù)除以15～64歲的人口數(shù)。

三是預(yù)期壽命。本文采用人均預(yù)期壽命(life)來檢驗(yàn)預(yù)期壽命對中國居民消費(fèi)率的影響，采用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上人均壽命間接地進(jìn)行推算。

四是其他變量。收入增長率(inc)由剔除了物價水平偏差的人均收入計(jì)算得到。居民收入水平(rgdp)用居民人均可支配收入來表示，并對其進(jìn)行自然對數(shù)處理。城鄉(xiāng)收入差距為城鎮(zhèn)居民人均支配收入與農(nóng)村居民人均支配收入之比(rui)表示。社會保障水平用公共財(cái)政支出所占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(fisd)表示。通貨膨脹率(inf)是通過各省份的年度環(huán)比cpi指數(shù)計(jì)算得出，本文使用的是名義通貨膨脹率。

(三) 數(shù)據(jù)處理

本研究對象為除香港、澳門和臺灣以外的31個省、直轄市和自治區(qū)。我們收集以上地區(qū)1995—2012年的數(shù)據(jù)，但根據(jù)實(shí)際情況，將樣本確定為1997—2012年。西藏與重慶數(shù)據(jù)不全，沒有包括在內(nèi)。數(shù)據(jù)主要來源自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《1990年以來中國常用人口數(shù)據(jù)集》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為反映我國的區(qū)域差異和地區(qū)不平衡的情況，本文將我國在地域上分成三部分，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。全國范圍各變量的統(tǒng)計(jì)描述見表2。為更直觀地揭示人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命與居民消費(fèi)率的相關(guān)關(guān)系，我們分別對其進(jìn)行擬合，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率成正相關(guān)關(guān)系，而老年撫養(yǎng)比、預(yù)期壽命與居民消費(fèi)率成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一) 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

為避免偽回歸問題，首先進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，考察各變量是否存在同階單整。如果基于單位根檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。但也有如下的寬限說法：如果變量個數(shù)多于兩個，即解釋變量個數(shù)多于一個，被解釋變量的單整階數(shù)不能高于任何一個解釋變量的單整階數(shù)。另當(dāng)解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數(shù)高于被解釋變量的單整階數(shù)。本文采用LLC和IPS兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，前者原假設(shè)為存在同質(zhì)單位根，后者原假設(shè)為存在異質(zhì)單位根，當(dāng)兩者結(jié)論不一致時則認(rèn)為存在單位根，即數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。觀察表3可知LLC檢驗(yàn)中，所有變量的水平序列都是平穩(wěn)的；而IPS檢驗(yàn)中，所有變量水平序列都不平穩(wěn)，但都是一階單整的I(1)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有兩大類：一類是建立在E-G兩步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，具體有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。此處采用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。檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明變量之間存在長期均衡關(guān)系。

表4 Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三) 基本回歸結(jié)果與穩(wěn)健性分析

本文選取人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命為核心變量，人均收入和收入增長率為基本變量，城鄉(xiāng)收入比、公共財(cái)政支出占比、通貨膨脹率為控制變量。另外，為了比較不同方法可能產(chǎn)生的差異，本文采用了面板最小二乘法(POLS)、固定效應(yīng)模型(FE)和廣義矩估計(jì)(SGMM)。為了得到更穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，在基本方程回歸的基礎(chǔ)上添加控制變量進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果如表5所示。

估計(jì)結(jié)果顯示：第一，變量系數(shù)方面，不同變量對于運(yùn)用不同估計(jì)方法得到的估計(jì)結(jié)果具有很強(qiáng)的一致性，結(jié)果是穩(wěn)健的；第二，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方面，變量基本上通過了5%水平以上的顯著性檢驗(yàn)。方法上，模型5、6優(yōu)于其他四個模型。AR(2)檢驗(yàn)值表明模型設(shè)定不存在殘差的二階序列自相關(guān)，Sargan檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量表明模型設(shè)定的工具變量有效，不存在過度識別的問題，即說明廣義矩估計(jì)模型設(shè)定是合理的，故選用模型5和模型6進(jìn)行結(jié)果分析。

少兒撫養(yǎng)比(yd)的系數(shù)為0.102和0.125，即少兒撫養(yǎng)比提高對居民消費(fèi)率具有正向促進(jìn)作用，這與張樂和雷良海[19]、楊思家[20]的研究結(jié)論一致，也符合本文的理論模型結(jié)論。一方面，樣本期間內(nèi)，受計(jì)劃生育政策影響，我國少兒撫養(yǎng)比持續(xù)下降，從1997年的36.7%下降到2012年的23.8%，16年時間內(nèi)下降了12.9個百分點(diǎn)。即使父母對孩子的人力資本投資會增加，但是單一子女家庭的撫養(yǎng)費(fèi)用還是低于多子女家庭的撫養(yǎng)費(fèi)用。另一方面，中國傳統(tǒng)觀念中的“養(yǎng)兒防老”促使父母把子女看成儲蓄的替代物，子女?dāng)?shù)量多時，作為養(yǎng)老保證的個人儲蓄會大幅減少。而子女?dāng)?shù)量較少時會激勵父母較少當(dāng)期消費(fèi)，把更多資源轉(zhuǎn)變成儲蓄或者其他財(cái)富形式，以滿足個人在下期養(yǎng)老支出和子女的遺留財(cái)富。

老年撫養(yǎng)比的系數(shù)為?0.122和?0.167，即老年撫養(yǎng)比的增加會導(dǎo)致居民消費(fèi)率的降低，與毛中根、孫武福和洪濤[21]、李春琦和張杰平[22]的研究結(jié)論一致，但與理論模型和生命周期假說(LCH)相反。因?yàn)槔碚撃Ｐ偷膖時期老年人最優(yōu)消費(fèi)水平和生命周期理論(LCH)的儲蓄積累效應(yīng)均是在老年人具有相當(dāng)?shù)南M(fèi)傾向的前提下得到的。不完善的社會保障體系、勤儉節(jié)約的生活習(xí)慣和對未來疾病的不確定預(yù)期使中國的老年人傾向儲蓄，具有較低的邊際消費(fèi)傾向，大部分農(nóng)村老年人具有更低的邊際消費(fèi)傾向。這在一定程度上解釋了我國居民消費(fèi)率持續(xù)走低的原因。

少年撫養(yǎng)比(yd)對居民消費(fèi)率影響不同于老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的一個重要因素就是，因?yàn)樯倌晏幵谏淼某砷L和知識的學(xué)習(xí)階段，其邊際消費(fèi)傾向較高且趨于穩(wěn)定。而老年人受上述各種因素的影響，其邊際消費(fèi)傾向較低且不穩(wěn)定。

表5 居民消費(fèi)率的基本估計(jì)(全國)

預(yù)期壽命的系數(shù)為?1.352和?1.383，對居民消費(fèi)率的影響顯著為負(fù)，即人口預(yù)期壽命增長降低居民消費(fèi)率，與劉生龍、胡鞍鋼和郎曉娟[18]、范敘春和朱保華[23]的研究結(jié)論一致。樣本期間內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)趨于高速發(fā)展，人民經(jīng)濟(jì)生活水平和醫(yī)療水平的提高以及養(yǎng)生意識的增強(qiáng)，我國居民預(yù)期壽命從2000年的71.40歲增加到2010年的74.83歲。預(yù)期壽命的延長加重了社會老齡化的程度，會在一定程度上進(jìn)一步降低老年人的邊際消費(fèi)傾向，進(jìn)而對居民消費(fèi)率有負(fù)向影響。

(四) 分區(qū)域回歸結(jié)果與分析

為反映我國地域差異而帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，對全國、東部、中部和西部分別進(jìn)行了一步系統(tǒng)GMM估計(jì)，可進(jìn)一步觀察樣本分區(qū)后核心變量對居民消費(fèi)率的影響方向及其結(jié)果是否穩(wěn)健。表6體現(xiàn)了分區(qū)域的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果，在一步系統(tǒng)GMM估計(jì)中序列相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)均通過，說明GMM估計(jì)中選擇的工具變量是有效的，且模型設(shè)定是合理的。

通過對三大區(qū)域的回歸結(jié)果分析，發(fā)現(xiàn)核心變量人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命對各區(qū)域的居民消費(fèi)率的影響方式及程度具有很大的差異性。

少兒撫養(yǎng)比(yd)對東部居民消費(fèi)率有正影響，通過顯著性水平1%的檢驗(yàn)，與全國層面估計(jì)結(jié)果一致，這與張樂和雷良海[19]的研究結(jié)論一致。而對中部、西部的居民消費(fèi)率的影響為負(fù)，并且都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。樣本期間內(nèi)，隨著改革開放步伐的加快，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和總量都領(lǐng)跑中西部地區(qū)，區(qū)域間居民收入差距大。在計(jì)劃生育政策大的背景下，隨著少兒撫養(yǎng)比的降低，較高的經(jīng)濟(jì)收入水平促使東部地區(qū)的t時期中年階段(m)個人加大個人下期消費(fèi)和當(dāng)期子女遺留財(cái)富的比例而進(jìn)行存儲或者轉(zhuǎn)換為其他形式的財(cái)富，降低了宏觀的居民消費(fèi)率。而中西部地區(qū)受地理位置限制，經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后于東部地區(qū)，隨著少兒撫養(yǎng)比的降低和家庭收入的增加，單個家庭會加大對子女人力資本投資比例，也即t時期中年階段(m)個人會加大當(dāng)期子女消費(fèi)投入。

老年撫養(yǎng)比(od)與東部區(qū)域居民消費(fèi)率負(fù)相關(guān)，與全國層面估計(jì)結(jié)果一致，卻與中西部居民消費(fèi)率呈現(xiàn)正相關(guān)變動，這與毛中根、孫武福和洪濤[21]的研究結(jié)論一致。第一，就個人家庭而言。隨著老齡化的加重，雖然各地區(qū)老人會加大對養(yǎng)老和預(yù)防疾病的支出，但東部地區(qū)收入水平處在較高層次，養(yǎng)老和預(yù)防疾病的支出占收入的比例明顯小于中西部地區(qū)。特別是西部農(nóng)村地區(qū)，由于這兩部分支出所占比例過大，導(dǎo)致部分居民放棄治療或者選擇簡單治療。即模型t時期中年階段(m)個人分配給老年人的最優(yōu)消費(fèi)水平差異化且失衡。第二，就社會保障而言。由于東部相對中西部社會保障體系完善、補(bǔ)助穩(wěn)定，其在一定程度上替代了居民消費(fèi)的剛性需求，居民就會增加儲蓄，間接致使消費(fèi)率下降。這與陳志科和馬少珍[24]的研究結(jié)論一致，即家庭收入水平和社會保障可增加老年人的消費(fèi)需求。

預(yù)期壽命(life)對東部地區(qū)居民消費(fèi)率正相關(guān)，通過了顯著性水平1%的檢驗(yàn)；與中西部地區(qū)居民消費(fèi)率呈負(fù)相關(guān)，但中部地區(qū)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。為了更穩(wěn)健地檢驗(yàn)預(yù)期壽命對居民消費(fèi)的影響，依次將少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比去掉進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)預(yù)期壽命對各區(qū)域的影響方向及程度基本保持不變，保持了高度的穩(wěn)定性。

被解釋變量的滯后一期(crit?1)系數(shù)為0.734～0.892，且都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明我國居民消費(fèi)很穩(wěn)定，具有很強(qiáng)的慣性。人均收入增長率(inc)對居民消費(fèi)率為負(fù)向影響，且非常穩(wěn)定，保持在?18.022至?13.112。而人均居民收入的對數(shù)(lrgdp )對東部地區(qū)居民消費(fèi)率影響為負(fù)，對中西部地區(qū)影響為正。中西部地區(qū)發(fā)展緩慢，居民收入水平相對較低，收入水平的增加會提高他們的消費(fèi)傾向。通貨膨脹率(inf)對居民消費(fèi)率的影響為正，即通貨膨脹率上升的時候，人民的實(shí)際收入水平下降，為保持基本消費(fèi)需求，會增加名義消費(fèi)，表現(xiàn)為居民消費(fèi)率的提高。城鄉(xiāng)收入比(rui)對居民消費(fèi)的影響在中、東部表現(xiàn)為正相關(guān)，西部表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。公共支出占比(fisd)對中西部居民消費(fèi)率有正向影響，且在中部通過顯著性水平5%的檢驗(yàn)，對東部則具有負(fù)向影響。但其影響系數(shù)為?0.042～0.153，影響程度很小，可能是因?yàn)檎?cái)政政策對居民消費(fèi)的引致效應(yīng)和擠出效應(yīng)相互抵消。

(五) 模型參數(shù)的一致性

廣義矩估計(jì)(GMM)是一種工具變量法，其估計(jì)量具有一致性，但當(dāng)樣本量較小或者使用的工具薄弱時，動態(tài)面板估計(jì)量容易產(chǎn)生很大的偏倚。POLS估計(jì)時，由于因變量的滯后項(xiàng)和不可觀察的地區(qū)效應(yīng)ui正相關(guān)，POLS估計(jì)量應(yīng)該是向上偏倚的。固定效應(yīng)模型估計(jì)時，由于因變量的滯后項(xiàng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)εit負(fù)相關(guān)，其估計(jì)量應(yīng)該是向下偏倚的。當(dāng)因變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)量處在POLS估計(jì)量和固定效應(yīng)模型估計(jì)量之間時，則說明GMM估計(jì)量結(jié)果沒有發(fā)生較大偏倚。表7是上述五個一步系統(tǒng)GMM模型的因變量滯后項(xiàng)的POLS估計(jì)量和固定效應(yīng)估計(jì)值。其因變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)值的確處在兩者之間，這說明我們的GMM估計(jì)結(jié)果是一致的，并沒有因?yàn)闃颖玖亢凸ぞ叩倪x擇而產(chǎn)生較大偏倚。

表7 因變量滯后項(xiàng)POLS、GMM、固定效應(yīng)模型估計(jì)量

五、結(jié)論和建議

本文通過構(gòu)建以微觀代表性個體通過平滑其一生消費(fèi)在五個方面，并以理性經(jīng)濟(jì)人消費(fèi)效用最大化為目標(biāo)的“拉式函數(shù)”模型，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比和預(yù)期壽命都與宏觀居民消費(fèi)率呈現(xiàn)正向變動關(guān)系。然后基于1997—2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，以人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命為核心變量實(shí)證考察了全國、東部、中部和西部居民消費(fèi)率的影響因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命是影響我國居民消費(fèi)率的影響因素。從核心變量看，東部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比和人均預(yù)期壽命與居民消費(fèi)率正相關(guān)，與老年撫養(yǎng)比負(fù)相關(guān)；但中西部地區(qū)保持一致，和東部地區(qū)影響方向正好相反。少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響由大到小為東部、中部、西部；老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率影響由大到小為西部、中部、東部；預(yù)期壽命對居民消費(fèi)率的影響由大到小為東部、西部、中部。從基礎(chǔ)變量看，人均收入水平偏低是影響中西部地區(qū)居民消費(fèi)率偏低的主要原因；但居民收入增長率在各個地區(qū)對居民消費(fèi)率都呈現(xiàn)負(fù)向影響，保持高度一致性。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，在國內(nèi)居民消費(fèi)率持續(xù)走低的情形下，擴(kuò)大內(nèi)需，提高消費(fèi)需求在國民生產(chǎn)總值中的比重尤為重要，應(yīng)該從以下幾個方面進(jìn)行推進(jìn)。

第一，中西部地區(qū)居民消費(fèi)率偏低的首要原因是居民人均收入水平偏低，只有在高水平的收入水平上，中西部居民才會加大基本生存消費(fèi)、教育、醫(yī)療、旅游等方面的消費(fèi)。為提高中西部地區(qū)人均收入水平，分西部地區(qū)和中部地區(qū)兩個方面進(jìn)行說明。

就西部地區(qū)而言，首先，國家繼續(xù)推進(jìn)實(shí)施“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，加大外資、內(nèi)地對西部地區(qū)的投資規(guī)模，拓寬投資渠道；其次，西部地區(qū)應(yīng)積極利用已有的天然資源和悠久的文化傳統(tǒng)，發(fā)展旅游業(yè)及其附加產(chǎn)業(yè)，使西部地區(qū)特有的手工藝產(chǎn)品走出大山，面向更廣闊的市場；最后，地方政府應(yīng)利用高效的信息資源，有的放矢地組織鄉(xiāng)村居民技能培訓(xùn)，增加鄉(xiāng)村居民的就業(yè)競爭力。同時，地方政府應(yīng)該積極宣傳中央政策，使每一戶居民(特別是農(nóng)村居民)最大限度了解政策信息，增強(qiáng)收入預(yù)期意識，加大個人邊際消費(fèi)傾向。

就中部地區(qū)而言，首先，國家繼續(xù)積極推進(jìn)“中原經(jīng)濟(jì)區(qū)”“環(huán)長株潭城市群”“皖江城市帶”“武漢經(jīng)濟(jì)圈”和“鄱陽湖經(jīng)濟(jì)圈”為核心的重點(diǎn)區(qū)域開發(fā)，實(shí)現(xiàn)重點(diǎn)區(qū)域率先崛起，進(jìn)而帶動整個中部崛起。其次，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要時期，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)承接沿海地區(qū)的制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。同時，在提升自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力的同時，提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)。最后，中部地區(qū)應(yīng)高效利用全國綜合交通運(yùn)輸樞紐的巨大優(yōu)勢，擴(kuò)大運(yùn)輸業(yè)規(guī)模，增加居民就業(yè)崗位。

第二，在中西部地區(qū)收入水平提升的同時，政府加大對教育的投資。地方財(cái)政應(yīng)該向地方教育傾斜，加大學(xué)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教師優(yōu)秀人才的引進(jìn)和教師資源的合理利用。家庭應(yīng)增強(qiáng)教育理念，認(rèn)可“知識可以改變命運(yùn)”的觀念，加大對子女人力資本投資，提高子女生存發(fā)展能力。東部地區(qū)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“領(lǐng)頭羊”，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處在較高程度，教育資源豐富。同樣應(yīng)增強(qiáng)家庭知識理念，擴(kuò)大家庭對子女教育需求在“寬度”和“深度”方面的支持力度，以此來提升居民教育消費(fèi)，提高居民消費(fèi)率。

第三，有效利用我國豐富的勞動力資源，優(yōu)化勞動力資源配置，提高居民消費(fèi)率。盡管中國接下來的發(fā)展將面臨越來越嚴(yán)重的人口老齡化的問題，老年撫養(yǎng)比持續(xù)上升，但人口老齡化也有利。其一，人口的老齡化能夠積累一批科學(xué)和文化素質(zhì)較高的人才，發(fā)揮老年人才的余熱不僅可以降低人口智力投資成本，更可以為成熟技術(shù)在國民經(jīng)濟(jì)各部門的應(yīng)用創(chuàng)造條件。其二，發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)，使老齡消費(fèi)能夠成為我國經(jīng)濟(jì)增長的新領(lǐng)域。政府通過制定和完善扶持老齡產(chǎn)業(yè)發(fā)展的法律法規(guī)和優(yōu)惠政策，提高老齡人口的購買力，這也能緩解老齡化對經(jīng)濟(jì)造成的沖擊。

第四，完善社會保障制度，深化養(yǎng)老保險制度改革。社會保障制度的完善能夠減少人們對未來的不確定性預(yù)期，這能促進(jìn)人們增加當(dāng)期消費(fèi)而減少為未來的生活所進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄。特別對于中西部農(nóng)村地區(qū)而言，可以改變其長期以來的“養(yǎng)兒防老”觀念，增加消費(fèi)。

同時我們可以綜合國際社會保險制度改革實(shí)踐的經(jīng)驗(yàn)和教訓(xùn)，結(jié)合自己的國情，對現(xiàn)有的社會保障制度進(jìn)行調(diào)整，使居民敢于消費(fèi)，樂于消費(fèi)。另外，應(yīng)加強(qiáng)觀念疏導(dǎo)，特別是改變老年人“保守”的消費(fèi)觀念，提高其邊際消費(fèi)傾向。

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Population age structure, life expectancy and household consumption rate: GMM test with provincial dynamic panel data

LI Bin, WU Shusheng
(School of Economy and Trade, Hunan University, Changsha 410006, China)

By using panel data from Chinese provinces during the period 1997—2012, the study conducts a dynamic panel analysis of the impacts of population age structure and life expectancy on household consumption rate.The results show that population age structure and life expectancy have significant impacts on household consumption rate with huge regional characteristics.A comparison of eastern, central and western areas suggests that the descending order of the effect of child dependency ratio on household consumption rate is eastern, central and western areas, that the descending order of the effect of aging on household consumption rate is western, central and eastern areas, and that the descending order of the effect of expectancy on household consumption rate is eastern, western and central areas.

population age structure; life expectancy; household consumption rate; dynamic panel data; GMM estimation

F063.2

A

1672-3104(2015)02?0109?09

[編輯: 蘇慧]

2014?11?17；

2015?01?27

國家軟科學(xué)研究計(jì)劃重大項(xiàng)目“科技促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的評價方法和體系研究”( 2011GXS1B001)；教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計(jì)劃項(xiàng)目(NCET-12-0174)

李斌(1968?)，女，湖南湘鄉(xiāng)人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向：科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長，國際貿(mào)易，現(xiàn)代物流；吳書勝(1991?)，男，河南信陽人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士研究生，主要研究方向：科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長