江曉

內(nèi)容摘要：本文利用我國(guó)31個(gè)省份2003-2016年的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建以社會(huì)保障水平為門檻變量的面板門檻模型，實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)保障水平影響下人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的非線性影響。研究結(jié)果表明，人口總撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)均存在顯著的非線性效應(yīng)，隨著社會(huì)保障水平的提高，其對(duì)居民消費(fèi)的影響逐漸由負(fù)向轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，呈“U”型曲線；老年撫養(yǎng)比變量對(duì)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，且隨著社會(huì)保障水平的提高，該作用越來(lái)越大。

關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu) 社會(huì)保障水平 居民消費(fèi) 面板門檻模型

引言

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了深化改革階段，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的宏觀環(huán)境發(fā)生了深刻變化。支撐中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的傳統(tǒng)人口紅利、資源環(huán)境紅利逐漸消退，全球金融危機(jī)的影響還在持續(xù)，國(guó)際貿(mào)易摩擦不斷，導(dǎo)致我國(guó)投資和出口疲軟，在此背景下，擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求尤其是居民消費(fèi)需求成為提振經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵所在。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“新常態(tài)”和人口年齡結(jié)構(gòu)新變化的雙重疊加，必然對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)產(chǎn)生重要的影響。因此，研究人口年齡結(jié)構(gòu)、社會(huì)保障水平對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響，有助于廓清居民消費(fèi)不足的成因，對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需和經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

文獻(xiàn)綜述

內(nèi)需不足一直是制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)發(fā)展的重要因素，如何破解消費(fèi)不足、擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。消費(fèi)涉及面較廣，既受個(gè)人或家庭決策的影響，也與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境息息相關(guān)。從現(xiàn)有消費(fèi)問(wèn)題研究來(lái)看，基本上也是從微觀機(jī)制與宏觀環(huán)境兩個(gè)層面進(jìn)行的。在微觀機(jī)制方面，個(gè)人或家庭決策主要受不確定性、流動(dòng)性約束、房?jī)r(jià)水平、高等教育改革和家庭固定資產(chǎn)等因素的影響，進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)行為產(chǎn)生作用。而在宏觀環(huán)境研究中，涉及的基本因素包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化進(jìn)程、對(duì)外開放水平等，這些因素都會(huì)通過(guò)某種機(jī)制影響居民消費(fèi)。

人口年齡結(jié)構(gòu)也是影響居民消費(fèi)的關(guān)鍵因素，這已得到大多數(shù)學(xué)者的證實(shí)。自從莫迪利安尼等人提出生命周期理論之后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)問(wèn)題進(jìn)行了卓有成效的研究，人口年齡結(jié)構(gòu)問(wèn)題已從早期純粹的人口學(xué)問(wèn)題演變?yōu)橛绊懡?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的全局性問(wèn)題。此后國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)生命周期假說(shuō)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，主要有三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為生命周期假說(shuō)完全成立。袁志剛等（2000）通過(guò)數(shù)值模擬證實(shí)了作為計(jì)劃生育政策必然結(jié)果的人口老齡化，是城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率不斷攀升的重要因素。祁鼎等（2012）利用動(dòng)態(tài)面板GMM方法對(duì)我國(guó)2005-2010年各省面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)老年撫養(yǎng)比的上升不僅沒有降低居民消費(fèi)，反而促進(jìn)了居民消費(fèi)。邱俊杰、李承政（2014）在利用生命周期儲(chǔ)蓄模型逆推出居民消費(fèi)率的基礎(chǔ)上，利用1991-2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，少兒人口負(fù)擔(dān)比和老年人口負(fù)擔(dān)比與居民消費(fèi)率之間存在正向關(guān)系，證實(shí)了生命周期假說(shuō)。二是生命周期假說(shuō)部分成立。王歡、黃健元（2015）利用我國(guó)1987-2011年時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究結(jié)果表明，我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)率均與少兒撫養(yǎng)比呈正向顯著關(guān)系，而與老年撫養(yǎng)比之間的關(guān)系并不顯著。但是，楊繼軍、張二震（2013）的研究卻與上述觀點(diǎn)相左。他們研究發(fā)現(xiàn)少兒人口撫養(yǎng)比的上升傾向于增加居民儲(chǔ)蓄，減少居民消費(fèi)，而“非生產(chǎn)性”老年人口比例的提高減少了居民儲(chǔ)蓄，有助于促進(jìn)消費(fèi)增加。三是生命周期假說(shuō)不成立。保羅·舒爾茨（2005）對(duì)亞洲16國(guó)或地區(qū)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期消費(fèi)與人口年齡結(jié)構(gòu)之間的依賴關(guān)系并不顯著。王芳（2013）利用路徑分析的研究結(jié)果也表明，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)有抑制作用。郝君富、李心愉（2014）的研究也證實(shí)人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)存在負(fù)向作用，但是從動(dòng)態(tài)來(lái)看，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，負(fù)向作用程度將會(huì)逐漸減弱，最終轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊憽?/p>

通過(guò)梳理文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)關(guān)系的研究還不完善，未能形成一致的結(jié)論，仍需進(jìn)一步研究和探討。首先，生命周期假說(shuō)是建立在除人口年齡結(jié)構(gòu)之外其他因素既定的前提下，但是其他因素并不是一成不變的，忽略了其他因素的影響會(huì)導(dǎo)致有偏頗的結(jié)論出現(xiàn)。其次，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響可能并不是單獨(dú)的、直接影響，也可能通過(guò)其他因素間接作用于居民消費(fèi)，忽略了這種偏效應(yīng)可能導(dǎo)致結(jié)果的無(wú)效性。最后，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響可能存在非線性效應(yīng)，而不是簡(jiǎn)單的線性效應(yīng)，可能隨著其他因素的發(fā)展變化而出現(xiàn)“拐點(diǎn)”。本文認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)與社會(huì)保障水平具有緊密聯(lián)系，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響可能隨著社會(huì)保障水平的完善而發(fā)生顯著變化。一般來(lái)說(shuō)，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)行為產(chǎn)生作用是基于未來(lái)不確定性，例如預(yù)期到未來(lái)可能發(fā)生的重大疾病支出、養(yǎng)老支出等，都會(huì)影響到現(xiàn)期居民的消費(fèi)行為，而完善的社會(huì)保障水平則可以通過(guò)顯著的降低居民的不確定性來(lái)增加現(xiàn)期消費(fèi)?；诖?，本文通過(guò)建立面板門檻模型，以社會(huì)保障水平為門檻變量，實(shí)證研究在社會(huì)保障水平不斷完善的條件下，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響。

模型設(shè)定及數(shù)據(jù)描述

（一）門檻模型設(shè)定

通過(guò)文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，盡管國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)的關(guān)系莫衷一是，但都認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)是影響居民消費(fèi)的重要因素，因此本文將人口年齡結(jié)構(gòu)因素納入消費(fèi)函數(shù)模型。同時(shí)根據(jù)已有研究和現(xiàn)實(shí)情況，將人均收入水平、城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率作為控制變量引入模型，以使結(jié)果模型更加符合現(xiàn)實(shí)情況，得出的結(jié)果更加可靠。為了檢驗(yàn)人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)是否存在非線性影響，本文以社會(huì)保障水平為門檻變量，建立面板門檻模型進(jìn)行回歸分析。首先，建立以下單一門檻檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

lnConit=β0+β1lnXit×I（RE≤γ）+β2lnXit×I（RE>γ）+β3lnREit+β4lnURit+β5lnGDPit+εit

其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，εit為誤差項(xiàng)，I （·）為示性函數(shù)，RE為門檻變量，γ為待估算的門檻值。Con代表居民消費(fèi)，為本文的被解釋變量，RE代表社會(huì)保障水平，UR表示城鎮(zhèn)化率，GDP代表人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。X為本文的關(guān)鍵解釋變量，分別用人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）來(lái)衡量。

本文門檻變量的含義為：當(dāng)RE≤γ時(shí)，人口年齡結(jié)構(gòu)變量對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)為β1；當(dāng)RE>γ時(shí)，人口年齡結(jié)構(gòu)變量對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)為β2。如果回歸結(jié)果顯示β1=β2，則表明模型不存在門檻效應(yīng)，應(yīng)選擇普通面板效應(yīng)模型；若β1≠β2，則說(shuō)明人口年齡結(jié)構(gòu)變量對(duì)居民消費(fèi)存在非線性效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)描述

本文選擇我國(guó)2003-2016年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。居民消費(fèi)水平（Con）用各地區(qū)居民消費(fèi)額的絕對(duì)值來(lái)表示，為保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性和消除異方差，對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，同時(shí)用CPI指數(shù)剔除物價(jià)影響。人口年齡結(jié)構(gòu)（X）分別用人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）來(lái)衡量。人口總撫養(yǎng)比=（0-14歲人口數(shù)+65歲以上人口數(shù)）/15-64歲人口數(shù)，少兒撫養(yǎng)比=0-14歲人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)，老年撫養(yǎng)比=65歲以上人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響居民消費(fèi)水平的最基本因素，用人均GDP來(lái)衡量居民收入水平。由于人均GDP是絕對(duì)值，用CPI指數(shù)進(jìn)行平減，以剔除價(jià)格因素。完善的社會(huì)保障制度能夠降低不確定性，有助于促進(jìn)居民消費(fèi)，用城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率（RE）來(lái)衡量社會(huì)保障水平。城鎮(zhèn)化水平（UR）用各地區(qū)城鎮(zhèn)化人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。

實(shí)證分析

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行門檻回歸之前，需要進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，以確定是否存在門檻效應(yīng)以及門檻值的個(gè)數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，人口總撫養(yǎng)比（TD）、少兒撫養(yǎng)比（YD）和老年撫養(yǎng)比（OD）模型都存在單一門檻值，且都在1%的顯著性水平上顯著，表明人口年齡結(jié)構(gòu)確實(shí)存在以社會(huì)保障水平為門檻值的非線性效應(yīng)。其中，人口總撫養(yǎng)比（TD）和少兒撫養(yǎng)比（YD）模型的門檻值為0.4485，即意味著當(dāng)城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率達(dá)到0.4485后，人口總撫養(yǎng)比（TD）和少兒撫養(yǎng)比（YD）變量對(duì)居民消費(fèi)的影響可能存在非線性的影響。同理，老年撫養(yǎng)比（OD）模型存在單一的門檻值0.4029，意味著當(dāng)城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率達(dá)到0.4029后，老年撫養(yǎng)比（OD）變量對(duì)居民消費(fèi)的影響可能存在不同的影響。

（二）門檻回歸結(jié)果分析

為了對(duì)比分析，本文將普通面板回歸結(jié)果與門限回歸結(jié)果放在同一張表格中，結(jié)果如表2所示。

第一，在人口總撫養(yǎng)比模型（TD）中，OLS回歸結(jié)果顯示人口總撫養(yǎng)比變量對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)向影響，但并不顯著。當(dāng)考慮非線性效應(yīng)時(shí)，結(jié)果發(fā)生了明顯變化。當(dāng)城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率低于0.4485時(shí)，人口總撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)作用（-0.178），當(dāng)城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率大于0.4485時(shí)，人口總撫養(yǎng)比則顯著的促進(jìn)了居民消費(fèi)（0.493）。由此可見，人口總撫養(yǎng)比變量對(duì)居民消費(fèi)有非線性影響，隨著社會(huì)保障水平的提高與完善，顯著的降低了居民的未來(lái)不確定性，有利于促進(jìn)居民消費(fèi)，二者呈現(xiàn)先負(fù)后正的“U”型特征。

第二，在少兒撫養(yǎng)比模型（YD）中，OLS回歸結(jié)果顯示少兒撫養(yǎng)比變量對(duì)居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響（-0.358）。而在門檻模型中，隨著社會(huì)保障水平的提高與完善，少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的影響由負(fù)向（-0.450）逐漸向正向（0.755）轉(zhuǎn)變，開始呈現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，表現(xiàn)為“U”型特征。我國(guó)計(jì)劃生育政策實(shí)施了幾十年，顯著降低了少兒撫養(yǎng)比，使得強(qiáng)調(diào)人口數(shù)量的生命周期假說(shuō)在我國(guó)并不成立。相反，Becker（1981）的人力資本理論可能更加契合這一時(shí)期我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)習(xí)慣的變遷。隨著少兒撫養(yǎng)比的下降，獨(dú)生子女家庭越來(lái)越多，子女越來(lái)越成為父母的掌上明珠，為子女創(chuàng)造良好的成長(zhǎng)條件成為父母努力工作的動(dòng)力。同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，父母對(duì)子女的教育越來(lái)越重視，父母對(duì)子女的教育投資在不斷增加，占家庭支出的比重也在不斷攀升。父母對(duì)孩子的重視導(dǎo)致了其對(duì)子女人力資本投資的增加，從而出現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比下降而居民消費(fèi)增加的情況，這一結(jié)果符合我國(guó)國(guó)情。門檻變量為社會(huì)保障水平（RE）。X為本文的關(guān)鍵解釋變量，在TD模型中代表人口總撫養(yǎng)比變量，在YD模型中代表少兒撫養(yǎng)比變量，在OD模型中代表老年撫養(yǎng)比變量。

第三，在老年撫養(yǎng)比模型（OD）中，不管是在OLS模型中還是門檻模型中，老年撫養(yǎng)比變量都對(duì)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，這符合生命周期假說(shuō)。當(dāng)社會(huì)保障水平較低時(shí)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用為0.575，隨著社會(huì)保障水平的逐漸完善，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用變大為1.854，且更加顯著。這說(shuō)明隨著社會(huì)保障水平的逐漸提高和完善，居民未來(lái)的不確定性降低了，弱化了預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，有利于釋放潛隱的消費(fèi)意愿，增加居民消費(fèi)。完善的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系一方面通過(guò)影響居民收入拉動(dòng)消費(fèi)，養(yǎng)老金的給付直接通過(guò)增加老年人的可支配收入增加居民的消費(fèi)支出，同時(shí)通過(guò)影響居民的持久收入影響居民消費(fèi)。另一方面，通過(guò)影響居民的心理預(yù)期拉動(dòng)消費(fèi)。預(yù)防性儲(chǔ)蓄是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的消費(fèi)者為了預(yù)防未來(lái)可能發(fā)生的不確定性，避免風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生時(shí)消費(fèi)水平出現(xiàn)大幅度下降而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄。在現(xiàn)實(shí)生活中，這種不確定性主要來(lái)源于收入和支出的波動(dòng)，由于養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠?yàn)榫用裉峁┹^為穩(wěn)定的預(yù)期收入，因此可以通過(guò)養(yǎng)老保險(xiǎn)的改善來(lái)降低居民對(duì)未來(lái)收入和支出的不確定性，從而提高居民的消費(fèi)傾向。

（三）控制變量分析

人均GDP在1%的顯著性水平上顯著，這與大部分學(xué)者的研究相一致，收入水平高低將直接影響居民消費(fèi)水平的高低。城鎮(zhèn)化率（UR）變量顯著促進(jìn)了居民消費(fèi)，這在所有模型中都是成立的，說(shuō)明城鎮(zhèn)化過(guò)程有利于擴(kuò)大居民消費(fèi)。城鎮(zhèn)人口相對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，具有較高的消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，越來(lái)越多的人口被納入市場(chǎng)體系，消費(fèi)更多的商品和服務(wù)。

結(jié)論與啟示

第一，在短期內(nèi)無(wú)法根本改變?nèi)丝谀挲g結(jié)構(gòu)分布現(xiàn)狀的情況下，可以有目標(biāo)地通過(guò)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及改革收入分配等路徑刺激消費(fèi)。本文研究表明，收入水平在1%的顯著性上促進(jìn)了居民消費(fèi)，因此增加居民可支配收入，不僅有利于擴(kuò)大需求，刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還可以緩解流動(dòng)性約束對(duì)居民的影響，減少居民未來(lái)支出的不確定性預(yù)期。第二，進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系。我國(guó)居民消費(fèi)不足、內(nèi)需不振本質(zhì)上和我國(guó)社會(huì)保障制度不健全有密切關(guān)系。現(xiàn)階段，我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度已經(jīng)基本實(shí)現(xiàn)了制度全覆蓋，但提供的保障水平依然有待提高，尤其是農(nóng)村居民社會(huì)養(yǎng)老保障水平。因此我國(guó)不僅要解決好城市人口的社會(huì)保障問(wèn)題，還應(yīng)重視和完善流動(dòng)人口的社會(huì)保障制度，逐步落實(shí)政府責(zé)任主體地位，進(jìn)一步發(fā)展城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)，完善新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)，促進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的養(yǎng)老保險(xiǎn)體制早日建立并日趨完善。第三，逐步取消人口流動(dòng)限制，加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。應(yīng)鼓勵(lì)農(nóng)村剩余人口流向城市，以增強(qiáng)他們的消費(fèi)能力和欲望。具體而言，應(yīng)放松人口流動(dòng)限制，減輕城鄉(xiāng)戶籍制度障礙。同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)社會(huì)管理配套制度改革，保障非城市人口在城市的就業(yè)、住房、醫(yī)療等福利，使他們能消費(fèi)、敢消費(fèi)。

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