合肥工業(yè)大學(xué) 楊然

人口老齡化對消費水平影響的實證研究
——以安徽省為例

合肥工業(yè)大學(xué) 楊然

作為消費的主體，居民年齡結(jié)構(gòu)的改變必然會對消費結(jié)構(gòu)和消費水平產(chǎn)生影響。本文利用1995年～2014年的時間序列數(shù)據(jù)，建立含有人口年齡結(jié)構(gòu)的計量模型，對安徽居民消費水平受人口老齡化的影響進(jìn)行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，目前安徽省人口年齡結(jié)構(gòu)對消費水平的影響微弱，但在間接引入人口老齡化指標(biāo)的消費函數(shù)中，人口老齡化會減少邊際消費傾向。

人口老齡化 消費函數(shù) 時間序列

人作為消費的主體，人口年齡結(jié)構(gòu)的改變必然會引起消費需求的變化。由于近幾十年來，我國生育率水平的降低和人口預(yù)期壽命的延長，研究人口結(jié)構(gòu)尤其是人口老齡化對消費水平的影響可以將幫助我們進(jìn)一步認(rèn)清人口老齡化究竟對經(jīng)濟發(fā)展帶來多少變化。早在1998年，安徽省65歲以上的人口已經(jīng)占總?cè)丝诘?%，根據(jù)聯(lián)合國對老齡化社會的劃分標(biāo)準(zhǔn)，安徽省已經(jīng)步入老齡化社會的地區(qū)。因此，研究安徽省人口老齡化進(jìn)程對消費的影響可以幫助我們對兩者的關(guān)系有一個清晰的理論認(rèn)識，幫助我們更好地應(yīng)對人口老齡化背景下居民消費需求改變所帶來的挑戰(zhàn)。

國內(nèi)學(xué)者在1990年以來對人口老齡化和消費關(guān)系進(jìn)行了許多研究，其中比較有代表性的有于學(xué)軍（1995）、李建民（2001）等從定性角度分析探討了中國人口老齡化對消費的影響。王金營、付秀彬（2006）通過標(biāo)準(zhǔn)消費人假定成功地將人口年齡結(jié)構(gòu)引入消費函數(shù)中。王森（2010）在其基礎(chǔ)上，采用中國的數(shù)據(jù)進(jìn)一步解決了消費函數(shù)可能存在的偽回歸問題，使得模型對現(xiàn)實的解釋更加具有說服力和可靠性。于蕭、孫猛（2012）采用灰色系統(tǒng)理論的關(guān)聯(lián)分析研究中國人口老齡化對消費結(jié)構(gòu)的影響，探討在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程老年產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向。

人口老齡化與經(jīng)濟問題的研究吸引到眾多學(xué)者的目光，但是沒有專門提及到安徽老齡化與消費的關(guān)系研究。為了更加完善人口和經(jīng)濟關(guān)系在不同省份的研究，本文采用了安徽省城鄉(xiāng)居民1995年～2014年消費經(jīng)濟和人口結(jié)構(gòu)等相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)直接構(gòu)造計量模型。接著采用王金營（2006）的標(biāo)準(zhǔn)消費人模型，間接引入含有人口年齡結(jié)構(gòu)的消費函數(shù)，深入探究安徽省人口老齡化對消費水平和消費傾向的影響，最后依據(jù)實證檢驗結(jié)果給出相應(yīng)的政策建議。

1　基本假設(shè)和模型

1.1基本假設(shè)

假設(shè)一：假設(shè)收入程度保持不變，那么年齡構(gòu)成是影響總體消費需求的一個重要因子，及總體消費需求會部分受限于年齡的構(gòu)成。假設(shè)二：我們假設(shè)人口年齡結(jié)構(gòu)變化會影響居民消費水平。

1.2構(gòu)建模型

因為少兒和老齡人口在不同的研究均呈現(xiàn)低于正常勞動人口的需求，即不同年齡組的人在現(xiàn)實生活中有不同的消費需求，所以我們可以按照不同年齡組的不同水平的消費需求分配給各組相應(yīng)的權(quán)數(shù)，即消費系數(shù)來反映這種不同?？赡苡捎谥饔^差異性帶來不同的消費系數(shù)的選擇。但是這表明了不同年齡段的人的消費水平存在差異，間接反映了年齡構(gòu)成對消費以至于對儲蓄都有影響。

有兩種方法描述人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對居民的消費水平的影響：一是在消費函數(shù)中直接引入為代表老齡化程度的變量；二是把一個包含人口結(jié)構(gòu)的綜合指標(biāo)間接引入消費函數(shù)。如果在給定人均消費水平的條件下，最終消費函數(shù)變?yōu)椋?/p>

這表明在給定的人均消費水平的條件下，人口規(guī)模決定最終消費規(guī)模。但人均消費水平不是保持不變的，該指標(biāo)會受到如人均GDP或人均收入、人口結(jié)構(gòu)等不同因素的影響。直接引入人口年齡結(jié)構(gòu)變量的絕對收入理論的消費函數(shù)模型有：

該式表明，最終消費是和國內(nèi)生產(chǎn)總值、總?cè)丝凇⒗夏耆丝诤蜕倌耆丝诘木€性函數(shù)。把人口年齡結(jié)構(gòu)的綜合變量（標(biāo)準(zhǔn)消費人）引入得到的消費函數(shù)模型如下：假設(shè)一個15～64歲的成年人為標(biāo)準(zhǔn)消費人，假設(shè)0～14歲少年兒童人口的平均消費水平相當(dāng)于15～64歲勞動人口的倍稱為兒童消費系數(shù)。65歲及以上老年人口的平均消費水平相當(dāng)于15～64歲勞動人口平均消費水平的倍稱為老年消費系數(shù)。這個地區(qū)的總標(biāo)準(zhǔn)消費人口可以寫為其中為兒童人口總數(shù)為勞動人口總數(shù)，為老年人口總數(shù)。當(dāng)?shù)仁絻啥送瑫r除以總?cè)丝赑，我們可以計算得到現(xiàn)在安徽省人口中每100人相當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)消費人數(shù)量的方程：

凱恩斯（J.M.Keynes）的消費理論認(rèn)為，在短期內(nèi)，影響個人消費的因素可以認(rèn)定是不變的，收入是決定消費的關(guān)鍵因素，隨著收入的不斷提高，消費也會上升但不及收入增加的多，這種消費和收入的關(guān)系又被稱為“邊際消費遞減規(guī)律”。根據(jù)凱恩斯的絕對收入理論，標(biāo)準(zhǔn)消費人的消費函數(shù)模型可以表示成下面的公式：

或者為：

2　實證檢驗與分析

2.1數(shù)據(jù)來源

1995年～2014年間安徽省關(guān)于人口、GDP、消費以及價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于我國歷年人口統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局，并按照1995年為基期整理計算得到人均GDP和人均消費水平，從而剔除通脹因素對數(shù)據(jù)的影響。本文中2000年和2010年中的數(shù)據(jù)是人口普查數(shù)據(jù)，可以直接得到分年齡組人口比重，而其他年份數(shù)據(jù)均來自與對人口年鑒中抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的計算。根據(jù)第2部分的標(biāo)準(zhǔn)消費人模型假設(shè)和國內(nèi)外學(xué)者對不同年齡段消費系數(shù)的研究，本文在計算標(biāo)準(zhǔn)消費人口的過程中將兒童消費系數(shù)設(shè)為0.6，老年消費系數(shù)設(shè)為 0.8。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)消費人計算過程得到如下數(shù)據(jù)（見表1）。

由表1可以看出老年人消費規(guī)模擴展迅速，老年消費所占比重也在增加，老年人對消費的貢獻(xiàn)比重在逐步增長。

2.2實證檢驗

對直接引入年齡結(jié)構(gòu)變量的消費函數(shù)模型的檢驗：據(jù)上面闡述的有關(guān)人口老齡化與消費的理論，利用1995～2014年間安徽省的人居GDP，老年人口比重，少年人口比重的數(shù)據(jù)對人口老齡化與消費水平的關(guān)系模型式（2）進(jìn)行回歸檢驗，得到下列模型：

檢驗結(jié)果顯示：

在回歸模型中，人均GDP與人均消費水平的關(guān)系非常顯著，人口老齡化對人均消費水平起正向促進(jìn)作用，但人口老齡化指標(biāo)并未通過檢驗。而少年兒童比重與人均消費水平在5%的顯著性水平下呈現(xiàn)一定的負(fù)相關(guān)性。這顯示人均GDP的提高可以有效解釋在1995年～2014年安徽省人均消費水平的變化，而人口老齡化并不能顯著影響消費水平。因為式（10）老齡化的估計結(jié)果沒有通過顯著性檢驗，安徽省人口年齡結(jié)構(gòu)與人均消費水平關(guān)系不能用該模型表示。

采用含有標(biāo)準(zhǔn)消費人指標(biāo)的消費函數(shù)模型的檢驗，不考慮消費習(xí)慣即前期消費水平影響（絕對收入假設(shè)）的模型式（5）的檢驗估計：

表1　標(biāo)準(zhǔn)消費人及消費水平（消費系數(shù)：少年、成年、老年分別為0.6，1，0.8）

其中，模型整體檢驗為：

通過回歸結(jié)果可見，模型擬合效果好，人均GDP解釋了99%的標(biāo)準(zhǔn)人均消費的變動情況，但DW統(tǒng)計量表明模型存在嚴(yán)重的序列正相關(guān)的現(xiàn)象，于是運用廣義差分法可得到修正后的模型：

其中模型的總體檢驗為：

矯正后模型的參數(shù)檢驗結(jié)果均通過檢驗，依然具有較高的顯著水平，方程總體通過了F檢驗，擬合優(yōu)度高，模型不存在序列相關(guān)的現(xiàn)象。因此，我們接受該模型，認(rèn)為其高度擬合了安徽省標(biāo)準(zhǔn)消費人消費水平和人均收入水平之間的關(guān)系，可以用于分析和預(yù)測。

該標(biāo)準(zhǔn)消費人的消費函數(shù)模型表明人均GDP每增加1元，會促使人均消費增加0.336元。再將模型式（13）估計得到的參數(shù)代入式（7），得到引入人口年齡結(jié)構(gòu)指標(biāo)的消費函數(shù)：

由此式子可以看出人均消費水平受到人均GDP和人口年齡結(jié)構(gòu)的影響。隨著人均GDP或人均收入的提高，人口年齡結(jié)構(gòu)對消費水平的影響將變大。在人均GDP不變的情況下，人口老齡化上升和少年比重增長會減少人均消費水平。

我們再把所確定的最終模型式（13）帶入前面的式（11）推導(dǎo)出的安徽省居民總體邊際消費傾向的計算公式，將模型回歸結(jié)果確定的外生變量帶入可以得到如下公式：

式（14）表明由于年齡結(jié)構(gòu)變動的影響，收入提高所帶來的消費水平提高的速度會減小。兒童人口比重和老年人口比重是影響居民總體邊際消費傾向的兩個主要變量，隨著兒童人口比重和老年人口比重的上升，居民邊際消費傾向會逐漸下降，這也進(jìn)一步體現(xiàn)了不同年齡段人口之間消費傾向的差異。最終體現(xiàn)在消費水平的增長速度會因為邊際消費傾向的下降而放緩。

3　結(jié)論與建議

3.1結(jié)論

（1）利用安徽省最近20年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析，對直接引入人口年齡指標(biāo)的消費函數(shù)進(jìn)行估計檢驗，發(fā)現(xiàn)模型不能通過顯著性檢驗，安徽人口年齡結(jié)構(gòu)變動與人均消費水平的數(shù)量關(guān)系在當(dāng)前不能夠或不適用于用該模型進(jìn)行表述。

（2）本文計算安徽省1995年～2014年標(biāo)準(zhǔn)人消費模型中的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過間接引入人口年齡結(jié)構(gòu)，描述消費與人口關(guān)系的思路實證得出一個能反映人口結(jié)構(gòu)與消費關(guān)系的消費函數(shù)模型。發(fā)現(xiàn)當(dāng)人均收入不斷增加，人口老齡化對消費水平的影響也會逐漸加強。

（3）本文推導(dǎo)出安徽省老年人口消費系數(shù)為0.8，少年兒童消費系數(shù)為0.6時的人口邊際消費傾向，發(fā)現(xiàn)人口老齡化對消費的影響路徑主要是通過改變居民邊際消費傾向來實現(xiàn)的。因為老年人的消費系數(shù)不同于正常勞動人，他們的消費水平普遍低于正常勞動人，如果可以采取相應(yīng)措施的提高老年人的消費系數(shù)，則老齡化人口結(jié)構(gòu)對消費的影響將減少。

3.2建議

一是老年消費系數(shù)的增長可以提高當(dāng)前居民消費傾向，政府可以加強社會養(yǎng)老保障制度的建設(shè)，如增加社會養(yǎng)老金支出，因為養(yǎng)老保險金的提高會增加老人的消費動力。二是可以通過加快開發(fā)并完善建設(shè)與老齡人口相關(guān)的產(chǎn)業(yè)，增加老年人生活中消費品的種類、數(shù)量，提供更多適合老年人消費的方式，通過有效刺激老年人的消費需求而帶動總需求的擴大。

［1］ 于學(xué)軍.中國人口老化的經(jīng)濟學(xué)研究［J］.中國人口科學(xué)，1995（06）.

［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，2001（5）.

［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）.

［4］ 于瀟，孫猛.中國人口老齡化對消費的影響研究［J］.吉林大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2012（1）.

［5］ 高鴻業(yè).西方經(jīng)濟學(xué)第三版［M］.北京：中國人民大學(xué)出版社，2004.

［6］ Robert L.Clark，Joseph J.Spengler，The Economics of Individual and PopulationAging［M］.Cambridge University Press，1980.

［7］ Stolnitz G L.Demographic cause and economic consequences of population aging：Europe and North America［J］.New York New York U，1992.

F243

A

2096-0298（2016）08（c）-109-03