王 樹(shù)，朱要龍，魏 巍

(云南大學(xué)發(fā)展研究院，云南 昆明 650091)

一、引 言

自Bloom and Williamson(1998)提出人口紅利的概念并經(jīng)過(guò)相應(yīng)的發(fā)展，這一理論體系為學(xué)界提供一個(gè)以快速人口轉(zhuǎn)變來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新視角[1]。然而，傳統(tǒng)的人口紅利概念著重于生產(chǎn)性，即死亡率與出生率依次降低的時(shí)滯效應(yīng)引發(fā)的勞動(dòng)年齡人口比例上升，從而為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供充盈的勞動(dòng)力條件。因此，關(guān)于人口生產(chǎn)紅利的理論及實(shí)證研究可謂汗牛充棟。但從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來(lái)講，生產(chǎn)與消費(fèi)歷來(lái)就是密不可分的伴生體；從人口學(xué)角度來(lái)講，生產(chǎn)性和消費(fèi)性本身就屬于人口固有的經(jīng)濟(jì)屬性。隨著人口轉(zhuǎn)變引發(fā)的儲(chǔ)蓄率過(guò)高、居民消費(fèi)不足等現(xiàn)象，其背后有著深刻的人口結(jié)構(gòu)性原因。因此，我們?cè)谑斋@生產(chǎn)性人口紅利的同時(shí)，居民消費(fèi)不足的現(xiàn)象是否成為紅利收獲的必然成本？這一問(wèn)題成為本文研究的重點(diǎn)。首先，從人口紅利的角度來(lái)講，我國(guó)的少兒撫養(yǎng)比自1966年達(dá)到頂峰的74.76%，隨后便開(kāi)始長(zhǎng)期下降，而老年撫養(yǎng)比則呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì)，總撫養(yǎng)比自2010年到達(dá)最低點(diǎn)的35.59%后開(kāi)始緩慢攀升。蔡昉(2011)認(rèn)為我國(guó)人口紅利自2013年后消失[2]。其次，我國(guó)的消費(fèi)率一直處于非常低的位置，2010年同樣是個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，之后居民消費(fèi)率有所增加。由此可以看到，如果將2010年后的撫養(yǎng)比轉(zhuǎn)折點(diǎn)作為人口結(jié)構(gòu)紅利消失的時(shí)間點(diǎn)，則我國(guó)居民的低消費(fèi)自漫長(zhǎng)的下降之后同樣從2010年進(jìn)入上升的轉(zhuǎn)折。因此，分析我國(guó)人口紅利和居民消費(fèi)不足具有很強(qiáng)的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。本文通過(guò)引入雙向代際因子的四期戴蒙德動(dòng)態(tài)演化模型對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)予以數(shù)理分析，運(yùn)用帶有預(yù)測(cè)效應(yīng)的實(shí)證模型對(duì)二者進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)人口紅利與居民消費(fèi)不足的研究并不多見(jiàn)，多數(shù)集中于人口結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)的領(lǐng)域且聚焦于靜態(tài)方面。從人口結(jié)構(gòu)角度研究居民消費(fèi)的歷史悠久，最早可追溯到Modigliani and Brumberg(1954)提出的生命周期理論并將人口劃分為非同質(zhì)的經(jīng)濟(jì)主體，認(rèn)為老年人和少兒占總體人口的比例越高，整體的居民消費(fèi)率越高[3]。Leff(1969)通過(guò)實(shí)證模型得到類(lèi)似的結(jié)論[4]。王美涵(1980)提出從人口結(jié)構(gòu)角度研究居民消費(fèi)問(wèn)題，但主要是從理論上進(jìn)行分析[5]。Weil(1999)發(fā)現(xiàn)生育率減少的結(jié)果使勞動(dòng)力最終減少，而在人均資本存量不變的假定下，使勞動(dòng)力裝備減少的投資轉(zhuǎn)化為居民消費(fèi)，從而提升人均消費(fèi)水平[6]。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中于以下兩個(gè)方面：

1.從撫養(yǎng)比角度研究居民消費(fèi)

Kwack and Lee(2005)運(yùn)用擴(kuò)展的生命周期假說(shuō)及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)假設(shè)，通過(guò)韓國(guó)1975～2002年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率均呈正向變動(dòng)關(guān)系[7]。同樣地，有學(xué)者得到類(lèi)似的結(jié)論[8][9]。而Doker et al.(2016)實(shí)證分析20個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體1993～2013年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)比與消費(fèi)率呈負(fù)相關(guān)[10]。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與消費(fèi)率呈異質(zhì)性的表現(xiàn)。王歡和黃健元(2015)通過(guò)我國(guó)1987～2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率呈正向關(guān)系[11]。對(duì)此，也有學(xué)者得到類(lèi)似的結(jié)論[12][13]。而李文星等(2008)通過(guò)我國(guó)1989～2004年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型得到相反的結(jié)論[14]。毛中根等(2013)通過(guò)我國(guó)1996～2010年的城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率呈負(fù)向關(guān)系[12]。而李曉嘉和蔣承(2014)運(yùn)用2010和2012年CFPS的兩期截面數(shù)據(jù)，分析得到相反的結(jié)論[15]。此外，有個(gè)別學(xué)者發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的關(guān)系不顯著[13]。

2.從老齡化角度研究居民消費(fèi)

李建民(2001)通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的方法估計(jì)老年人潛在消費(fèi)量，認(rèn)為老年消費(fèi)產(chǎn)業(yè)的潛力巨大[16]。Yogo(2016)通過(guò)有序概率模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)整個(gè)社會(huì)的老年撫養(yǎng)比增加時(shí)，居民對(duì)健康領(lǐng)域的消費(fèi)水平顯著提升[17]。Curtis et al.(2015)基于理性選擇模型分析老齡化對(duì)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比的增加會(huì)減少居民消費(fèi)[18]。Ongena and Zalewska(2017)從養(yǎng)老保險(xiǎn)的角度分析老年人群體的消費(fèi)，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比增加會(huì)促進(jìn)消費(fèi)[19]。

眾多學(xué)者主要通過(guò)研究人口結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)率之間的關(guān)系來(lái)對(duì)應(yīng)分析相關(guān)的宏觀和微觀經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，其核心解釋變量無(wú)外乎是少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比或兼而有之。但由于運(yùn)用的實(shí)證方法不同，數(shù)據(jù)長(zhǎng)度、規(guī)模及控制變量各有差異，導(dǎo)致人口結(jié)構(gòu)與消費(fèi)率的關(guān)系在學(xué)界尚無(wú)定論。本文與上述文獻(xiàn)不同之處有三點(diǎn)：

(1)從人口紅利的動(dòng)態(tài)視角分析中國(guó)居民消費(fèi)不足的原因，引入雙向代際轉(zhuǎn)移因子的四期戴蒙德數(shù)理模型分析居民消費(fèi)不足的原因；

(2)面板數(shù)據(jù)涵蓋的時(shí)間最長(zhǎng)(1989～2016年)，較好地覆蓋人口紅利的繁盛期及初始衰退期；

(3)通過(guò)面板向量自回歸模型來(lái)模擬數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)性，更好地解釋人口結(jié)構(gòu)與消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)演變，發(fā)現(xiàn)實(shí)證模型與數(shù)理模型具有較好的契合度。

三、數(shù)理模型分析

(一)家庭消費(fèi)決策模型

本文擴(kuò)展戴蒙德的世代交疊模型，將傳統(tǒng)的兩期戴蒙德模型劃分為4個(gè)階段——幼年階段、青年勞動(dòng)力階段、壯年勞動(dòng)力階段和老年退休階段[注]最早的戴蒙德模型為兩期，之后有學(xué)者將其拓展為經(jīng)典的三期模型，即少年期、成年期和老年期。但從年齡段的長(zhǎng)度來(lái)看，成年期的時(shí)間跨度過(guò)長(zhǎng)，因?yàn)槲覈?guó)的統(tǒng)計(jì)年鑒將成年期的年齡階段定義為15～64歲，在此期間可能存在文中的異質(zhì)性行為表現(xiàn)，因而本文將經(jīng)典的三期戴蒙德模型擴(kuò)展為四期。，t表示不同的時(shí)期且t={1，2，3，4}，并對(duì)代表性行為人進(jìn)行如下假設(shè)：

1.代表性個(gè)人存活4個(gè)階段，自幼年直至老年退休。

2.代表性個(gè)人只在青年勞動(dòng)力階段生育，初始出生率為ω，其他階段的出生率為0。

3.代表性個(gè)人在幼年階段的消費(fèi)完全來(lái)自青年階段父母的撫養(yǎng)且不做任何決策。

4.處于青年階段的代表性個(gè)人擁有一個(gè)單位的勞動(dòng)，用于撫育后代的勞動(dòng)占比為λ，剩余的則用來(lái)工作并由此獲得工作報(bào)酬ξ，稅率為T(mén)r?？芍涫杖胗糜趽狃B(yǎng)孩子、當(dāng)期消費(fèi)及儲(chǔ)蓄。出生率ω與撫養(yǎng)消費(fèi)滿(mǎn)足C′1(ω)>0、C″1(ω)<0。

5.壯年階段的代表性個(gè)人將單位勞動(dòng)完全用于工作，獲得收入θξ(θ為收入變動(dòng)因子且θ>0)，并在此階段獲得上一代的遺贈(zèng)。在考慮雙向代際轉(zhuǎn)移的情況下，本文假定在壯年期贍養(yǎng)和遺贈(zèng)的數(shù)額占總消費(fèi)的比例為Gr1[注]為保持公式的簡(jiǎn)潔，本文統(tǒng)一將代際因子歸于消費(fèi)的比例Gr1，Gr1前面的符號(hào)可正可負(fù)。如果父母需要贍養(yǎng)且耗盡自身的儲(chǔ)蓄，Gr1前面的符號(hào)為正；如果父母不需要贍養(yǎng)且還有遺贈(zèng)，Gr1前面的符號(hào)為負(fù)。。此時(shí)，壯年階段的可支配收入用于自身的消費(fèi)、與父代的贍養(yǎng)或遺贈(zèng)及為老年而準(zhǔn)備的儲(chǔ)蓄，C3為壯年期自身的個(gè)人消費(fèi)。

6.在老年退休階段，代表性個(gè)人不再?gòu)氖聞趧?dòng)，其總體消費(fèi)支出為C4。此時(shí)，雙向代際轉(zhuǎn)移的比例為Gr2[注]與Gr1同理。在老年期，如果儲(chǔ)蓄耗盡且得到子女的凈贍養(yǎng)，則Gr2前面的符號(hào)為正；如果為子女留下遺贈(zèng)，則Gr2前面的符號(hào)為負(fù)。，個(gè)人凈消費(fèi)為(1±Gr2)C4，儲(chǔ)蓄為S4=S3(1+r)+S2(1+r)2(r為利率)。

代表性個(gè)人的效用函數(shù)采用戴蒙德模型中的瞬時(shí)效用函數(shù)：

(1)

由此，我們得到消費(fèi)者跨期最大的效用為：

(2)

其中，(2)式的β表示個(gè)人主觀貼現(xiàn)率。針對(duì)上述6個(gè)假定條件，我們得到代表性個(gè)人跨期的預(yù)算約束為：

(3)

由(2)和(3)式建立拉格朗日函數(shù)，求解出均衡函數(shù)并通過(guò)均衡消費(fèi)函數(shù)對(duì)居民生育率求導(dǎo)，可得：

(4)

(5)

(6)

(7)

從上述均衡方程求導(dǎo)可知，出生率上升意味著少兒撫養(yǎng)比的提高，導(dǎo)致青年階段撫養(yǎng)孩子的費(fèi)用增加，用于自身消費(fèi)的減少，因而壯年階段和老年階段的自身消費(fèi)隨之下降。然而，不難證明：

(8)

(9)

根據(jù)(9)式可知，隨著出生率的變化，青年期的代表性個(gè)人用于自身的消費(fèi)小于養(yǎng)育孩子的消費(fèi)。

(二)人口紅利與消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)演化模型

沿用上述的代表性個(gè)人假定方法，代表性國(guó)家的假定如下：

(10)

命題一：當(dāng)代表性國(guó)家的出生率上升時(shí)，撫養(yǎng)的數(shù)量和消費(fèi)均增加，青年家庭用于自身的消費(fèi)減少，整體上使家庭總消費(fèi)增加，進(jìn)而導(dǎo)致社會(huì)總消費(fèi)的增加。

由于嚴(yán)格的“一孩”計(jì)劃生育政策，代表性國(guó)家在(t+2)期的出生率變?yōu)棣亍Ｈ菀椎弥?，??，居民總消費(fèi)變?yōu)椋?/p>

(12)

命題二：代表性國(guó)家的出生率下降，在上一階段“嬰兒潮”的持續(xù)作用下，國(guó)家的投資需求增加，壯年期的消費(fèi)需求下降。然而，居民消費(fèi)的增加取決于孩子投資的上升與自身消費(fèi)需求減少的差額。對(duì)比發(fā)達(dá)國(guó)家的情形后得知，此影響更可能減少發(fā)展中國(guó)家的居民消費(fèi)，即少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)呈正向變動(dòng)關(guān)系。

代表性國(guó)家在(t+3)期的生育率持續(xù)受到控制(出生率為ω)，居民總消費(fèi)變?yōu)椋?/p>

(13)

該階段為我國(guó)“嬰兒潮”期間的人口進(jìn)入壯年時(shí)期。此時(shí)，壯年期的人口急劇增加(即進(jìn)入初期的人口結(jié)構(gòu)紅利階段)，帶來(lái)人口紅利的消費(fèi)效應(yīng)尤其明顯，雙向代際轉(zhuǎn)移因子(1±Gr1)持續(xù)起作用。由于老年撫養(yǎng)比降低，只需少數(shù)比例的壯年人贍養(yǎng)老人，因而Gr1前面的符號(hào)為正。但隨著我國(guó)在第三階段人均預(yù)期壽命的提高，老年人需要更多的消費(fèi)，導(dǎo)致(1±Gr2)變小，雙向作用使社會(huì)消費(fèi)增加，因而老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)的關(guān)系為負(fù)。

命題三：代表性國(guó)家進(jìn)入人口結(jié)構(gòu)紅利階段，老年撫養(yǎng)比與居民總消費(fèi)呈相反變動(dòng)關(guān)系。

代表性國(guó)家在(t+4)期進(jìn)入后人口結(jié)構(gòu)紅利時(shí)代，同時(shí)也步入老齡化社會(huì)，生育率保持控制后的穩(wěn)態(tài)，國(guó)家的出生率持續(xù)為ω，居民總消費(fèi)變?yōu)椋?/p>

(14)

在后人口結(jié)構(gòu)紅利時(shí)代，老年撫養(yǎng)比增加，由于此時(shí)的出生率持續(xù)下降，根據(jù)上述的求導(dǎo)結(jié)果可知，消費(fèi)和儲(chǔ)蓄在均衡方程中都增加，所以很難判斷由出生率引起的整體消費(fèi)是上升還是下降。然而，通過(guò)雙向代際因子的作用，(1±Gr1)減少，大量的老年人需壯年期的人口贍養(yǎng)，導(dǎo)致壯年期用于自身的消費(fèi)下降。同時(shí)，(1±Gr2)增加，由于老年人口眾多，因而(1±Gr2)上升的比例大于(1±Gr1)下降的比例。因此，在后人口紅利時(shí)代，居民總消費(fèi)上升、儲(chǔ)蓄下降。

命題四：代表性國(guó)家進(jìn)入后人口紅利階段，老年撫養(yǎng)比與居民總消費(fèi)呈正向變動(dòng)關(guān)系。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)模型設(shè)定

本文通過(guò)三種計(jì)量模型來(lái)分析我國(guó)人口紅利與消費(fèi)率之間的關(guān)系，采用靜態(tài)面板模型(Fe,Re)、動(dòng)態(tài)面板模型(SYS-GMM,DIF-GMM)及面板向量自回歸模型(Panel-Var)進(jìn)行穩(wěn)態(tài)預(yù)測(cè)。其中，靜態(tài)面板模型主要分析變量間的總體變化，動(dòng)態(tài)面板模型則考慮消費(fèi)率的滯后變化對(duì)回歸的總體影響，而面板向量自回歸模型主要考慮變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在變量的選擇上，本文選用居民消費(fèi)額占支出法國(guó)民收入的比率作為被解釋變量[注]參照羅光強(qiáng)和謝衛(wèi)衛(wèi)(2013)對(duì)居民消費(fèi)率的處理方式[20]。，少兒撫養(yǎng)比(Ydr)和老年撫養(yǎng)比(Odr)表征人口結(jié)構(gòu)紅利的變化并作為核心解釋變量[注]少年兒童撫養(yǎng)比指某一國(guó)家或地區(qū)中少年兒童(0～14歲)人口數(shù)與勞動(dòng)年齡(15～64歲)人口數(shù)之比。老年人口撫養(yǎng)比指某一國(guó)家或地區(qū)中老年(65歲及以上)人口數(shù)與勞動(dòng)年齡(15～64歲)人口數(shù)之比。，選用相應(yīng)指數(shù)平減后的人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(RGDP)、通貨膨脹率(INF)及人均GDP增長(zhǎng)指數(shù)(GDPZ)作為控制變量[注]通貨膨脹率以1988年為基期的環(huán)比CPI表示。由于下文Var模型的矩陣限制，方程中最多放入6個(gè)變量，因此本文選取最為核心的變量作為控制變量。。由于本文選取的指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑?jīng)]有發(fā)生變化，因此無(wú)需額外處理。在選用模型方面，本文主要考慮三個(gè)內(nèi)生性問(wèn)題：

1.互為因果。本文的被解釋變量為消費(fèi)率，解釋變量含有人均實(shí)際GDP，到底是消費(fèi)促進(jìn)人均收入還是人均收入促進(jìn)消費(fèi)，故需引入帶有滯后階數(shù)的SYS-GMM及面板Var模型來(lái)解決。

2.遺漏變量。由于消費(fèi)率的影響因素很多，每個(gè)省份具有不同的消費(fèi)習(xí)慣等非量化因素，因而選用面板模型來(lái)消除。

3.影響的持續(xù)性及恒久性。本文的面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度過(guò)長(zhǎng)，在人口結(jié)構(gòu)變化后，引起的沖擊對(duì)消費(fèi)率產(chǎn)生怎樣的影響，故采用面板Var模型的脈沖響應(yīng)來(lái)判斷。

因此，本文設(shè)定的計(jì)量模型如下：

(15)

(二)數(shù)據(jù)選取

本文選取我國(guó)29個(gè)省(市、區(qū))1989～2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析[注]西藏的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，故予以剔除。由于重慶市1997年前的數(shù)據(jù)缺失，故將其并入四川省。。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)來(lái)自于《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》。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=812)

(三)初始估計(jì)

表2 靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板的估計(jì)結(jié)果

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為回歸標(biāo)準(zhǔn)誤，帶星號(hào)的為系數(shù)。下表同此。

由上述結(jié)果可知，通過(guò)不同的計(jì)量方法分析人口結(jié)構(gòu)紅利與居民消費(fèi)率的關(guān)系，最終得到的結(jié)果較為一致。其中，豪斯曼檢驗(yàn)(H-test)的P值為0.0107，因此選用固定效應(yīng)模型。從消費(fèi)率滯后一階及兩階的顯著性來(lái)看，我國(guó)的居民消費(fèi)具有延續(xù)性，符合消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”。作為核心解釋變量的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的回歸結(jié)果非常顯著，但符號(hào)相反。少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的關(guān)系為正，與前文的命題一、二相一致。在人口結(jié)構(gòu)紅利的作用下，我國(guó)嚴(yán)格的“一孩”計(jì)劃生育政策導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比迅速降低，居民消費(fèi)出現(xiàn)“疲軟”的下降趨勢(shì)，孩子數(shù)量的減少導(dǎo)致整體的撫養(yǎng)成本迅速減少，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)減少，從反面論證了我國(guó)高儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象。

老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，與前文的命題三相一致。從人口結(jié)構(gòu)紅利的角度來(lái)看，快速的人口轉(zhuǎn)變使我國(guó)過(guò)早地進(jìn)入老齡化社會(huì)。但老齡化給整個(gè)社會(huì)帶來(lái)的不是過(guò)快的消費(fèi)負(fù)擔(dān)，而是過(guò)早的存儲(chǔ)預(yù)期。況且，我國(guó)進(jìn)入老齡序列的人群主要出生于20世紀(jì)40～50年代，他們養(yǎng)成了艱苦樸素、勤儉節(jié)約的生活習(xí)慣，從而抑制整體的居民消費(fèi)。

總體來(lái)看，本文的靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板檢驗(yàn)理論模型的三個(gè)命題與我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情形是一致的，由于本文采用的數(shù)據(jù)為1989～2016年，正好涵蓋我國(guó)人口紅利完整的繁盛期和初始的衰退期，而實(shí)證模型的檢驗(yàn)結(jié)果與理論分析的結(jié)論相吻合。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一種，采取縮尾處理，即將各組數(shù)據(jù)2.5%和97.5%分位數(shù)以外的數(shù)據(jù)剔除，以2.5%和97.5%分位數(shù)的數(shù)值來(lái)替換。第二種，采取替換指標(biāo)的方法，即將少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比替換為少兒占總?cè)丝诒群屠夏暾伎側(cè)丝诒?。?jīng)過(guò)同樣的計(jì)量方法回歸，本文的穩(wěn)健性結(jié)果的顯著性和符號(hào)沒(méi)有發(fā)生顯著變化，因而模型及數(shù)據(jù)通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)[注]限于篇幅，穩(wěn)健性結(jié)果不再贅述，作者備索。。

(五)面板Var模型的進(jìn)一步預(yù)測(cè)分析

上述的靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板分析少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的總體關(guān)系，但在動(dòng)態(tài)沖擊的角度下，其間的關(guān)系將發(fā)生怎樣的變化，需通過(guò)面板Var模型來(lái)判斷。參考Love and Zicchino(2006)在面板Var模型上的應(yīng)用[21]，在滯后階數(shù)的選擇上，根據(jù)蒙特卡洛模擬1000次得到的脈沖響應(yīng)的收斂情況，本文選擇滯后一階的Var模型(如圖1所示)。

圖1 面板Var模型的脈沖響應(yīng)分析

由脈沖響應(yīng)圖可知，Var模型第1列的第2、3個(gè)沖擊圖線(xiàn)在95%的顯著區(qū)間內(nèi)且沒(méi)有包括0，因此本模型的脈沖響應(yīng)是顯著的。第1列的第2個(gè)圖形顯示，少兒撫養(yǎng)比給消費(fèi)率一個(gè)正向的標(biāo)準(zhǔn)沖擊，消費(fèi)率則有一個(gè)正向的增加，這與前文的理論模型及計(jì)量模型的結(jié)果一致。但類(lèi)似的沖擊在第3期開(kāi)始衰減，第7期以后甚至變成負(fù)向的影響，這可解釋眾多研究中消費(fèi)率與少兒撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)正負(fù)不一的情況[注]由于數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度和方法的不同，此前的多數(shù)研究對(duì)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的關(guān)系回歸的系數(shù)符號(hào)并無(wú)一致的結(jié)論。本文通過(guò)至今最完整的數(shù)據(jù)并運(yùn)用面板Var模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)深層次的原因?yàn)樯賰簱狃B(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的變化導(dǎo)致消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)變化，而并非單純的正負(fù)關(guān)系。。從人口結(jié)構(gòu)紅利的理論上來(lái)講，少兒撫養(yǎng)比的增加在早期確實(shí)減少了居民的消費(fèi)，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，家庭撫養(yǎng)出現(xiàn)“數(shù)量-質(zhì)量替代”的現(xiàn)象，居民為孩子擁有更好的未來(lái)而增加投資，導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的上升。

Var模型第1列的第3個(gè)圖形為老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率具有長(zhǎng)久的負(fù)向影響，這與前文的理論模型及計(jì)量模型的結(jié)果也一致。然而，在10期以后，老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，預(yù)示著老年撫養(yǎng)比持續(xù)增加后，青壯年勞動(dòng)力對(duì)老年預(yù)期的儲(chǔ)蓄效應(yīng)變成老齡化社會(huì)的消費(fèi)效應(yīng)，未來(lái)老年人口的增加導(dǎo)致居民消費(fèi)的增加，從而命題四得到驗(yàn)證。這也契合數(shù)理模型的結(jié)論，說(shuō)明人口紅利與居民消費(fèi)具有動(dòng)態(tài)演化的過(guò)程。

表4 方差分解

由上述方差分解的結(jié)果可知，消費(fèi)率主要受到自身的影響，表明我國(guó)居民消費(fèi)存在“棘輪效應(yīng)”，即前一期的消費(fèi)過(guò)多地影響后一期的消費(fèi)。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率的影響具有滯后性，主要是由于少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率影響的波動(dòng)性引起的，這與前文的脈沖響應(yīng)一致。

至此，本文通過(guò)靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板模型及帶有預(yù)測(cè)效應(yīng)的面板Var模型，逐步分析數(shù)理模型中的命題假設(shè)，發(fā)現(xiàn)數(shù)理模型與實(shí)證模型具有高度的契合度，解釋了為何國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)人口結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)率研究結(jié)論不一致的問(wèn)題，有助于理清我國(guó)人口紅利與居民消費(fèi)之間的動(dòng)態(tài)演化關(guān)系。

五、結(jié) 語(yǔ)

本文從人口紅利的視角來(lái)研究我國(guó)居民消費(fèi)不足的問(wèn)題。運(yùn)用擴(kuò)展的四期戴蒙德模型分析人口紅利與居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)演化關(guān)系，得到相關(guān)的命題假設(shè)，而實(shí)證分析中的靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板及面板Var模型逐一驗(yàn)證了這些命題假設(shè)。少兒撫養(yǎng)比下降的趨勢(shì)與消費(fèi)不足的期間相吻合，而逐漸上升的老年撫養(yǎng)比同樣促進(jìn)了我國(guó)居民消費(fèi)，老齡化與少子化的共同作用使我國(guó)居民消費(fèi)整體不足。通過(guò)面板向量自回歸模型發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率具有動(dòng)態(tài)演化的過(guò)程，撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的關(guān)系在此期間可能發(fā)生變化。消費(fèi)不足是困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要難題，這與我國(guó)的人口紅利是密切相關(guān)的。擴(kuò)大內(nèi)需和促進(jìn)居民消費(fèi)是我國(guó)現(xiàn)階段實(shí)施的重大戰(zhàn)略之一，從人口結(jié)構(gòu)角度看，促進(jìn)居民消費(fèi)可成為重要的戰(zhàn)略抓手。當(dāng)前，“全面二孩”政策的放開(kāi)優(yōu)化了我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)，在擴(kuò)大內(nèi)需方面同樣可取得成效。隨著人口老齡化的加深，完善養(yǎng)老保障制度，促進(jìn)老年人消費(fèi)，在制度保障健全的前提下，老年人的增加同樣可擴(kuò)大整體的居民消費(fèi)。因此，從人口結(jié)構(gòu)的角度促進(jìn)居民消費(fèi)具有很好的理論意義及實(shí)踐可能。