李念丹

(南京財經(jīng)大學，江蘇 南京 210023)

一、 引言

消費是中國經(jīng)濟的“壓艙石”，近年來我國城鎮(zhèn)化水平不斷提升，經(jīng)濟高速、高質(zhì)量發(fā)展，人均消費支出、人均可支配收入等不斷增加，但自2000 年以來，最終消費支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻率大致分布在40%～60%之間，其中2020 年的貢獻率為負。 由此可見，消費對經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用仍有一定的上升空間，切實提高居民消費率對經(jīng)濟高速、高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

同時我國還存在一系列制約居民消費率提高的現(xiàn)實問題。 據(jù)《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒2021》，2000 年我國正式步入老齡化社會，老年人口比重達7%。 盡管我國老年人口不斷增加，預期壽命不斷提高，但醫(yī)療衛(wèi)生條件和社會保障制度仍與發(fā)達國家有一定的差距，導致青中年一代養(yǎng)老負擔加重，從而制約居民消費率提高。 我國生育政策經(jīng)歷了2013年單獨二孩，到2015 年全面二孩，到2021 年開放三孩的發(fā)展，盡管政策放寬，但隨著思想轉(zhuǎn)變，家庭生育意愿逐漸降低。 據(jù)《2021 年中國城鄉(xiāng)居民生育意愿和生育行為調(diào)查報告》，18 ～49 歲育齡人群的理想子女數(shù)介于1.96 ～2.00，育齡人群生育意愿較低。代際扶持是我國的傳統(tǒng)，老年、中年人口會自主負責青少年的教育培訓等撫養(yǎng)消費，同樣青中年也有負擔老年人口養(yǎng)老負擔的義務(wù)。 因此從家庭負擔(兒童撫養(yǎng)負擔、老年撫養(yǎng)負擔)角度研究居民消費率的提升十分必要。

二、 文獻綜述

關(guān)于人口特征與居民消費的研究大多包含理論分析與實證分析。 李祥等基于 1998 ～2009 年省級面板數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)比與居民消費顯著負相關(guān)，而老年撫養(yǎng)比影響不顯著。 劉建國等基于世代交疊模型，對1997 ～2016 年省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)人口老齡化不會降低孩子的教育消費。 臧旭恒等基于擴展的世代交疊模型使用PSM 實證分析，結(jié)果表明醫(yī)療保險可以在一定程度上減輕子代養(yǎng)老負擔。 楊鴻儒等學者通過實證研究發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比會對居民消費產(chǎn)生影響，但由于時期不同，影響機制存在差異。 金浩等基于PVAR 模型研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化對居民消費存在顯著負向影響，且影響存在區(qū)域差異性。 韓保慶等構(gòu)建三期世代交疊模型進行理論分析，并對2005～2019 年省級面板數(shù)據(jù)實證分析得出房價越低，少兒撫養(yǎng)比越能促進對居民消費率的提升。

此外，還有很多變量會對居民消費率產(chǎn)生影響。方福前提出我國居民人均可支配收入與人均消費支出高度相關(guān)，潘明清等提出城鎮(zhèn)化可以促進居民消費增長，易行健等提出人均GDP 增長率、通貨膨脹率、政府消費率與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變量會顯著影響世界各國的居民消費率。

通過文獻閱讀，發(fā)現(xiàn)單獨考察人口老齡化和少子化對居民消費率影響的研究較多，綜合考慮二者影響的研究相對較少，因此本文擬構(gòu)建三期世代交疊模型進行理論分析，并利用2014 ～2020 年省級面板數(shù)據(jù)，運用個體隨機效應(yīng)模型進行實證分析，再進行分樣本回歸考察影響的異質(zhì)性。

三、 理論分析

有關(guān)年齡人口結(jié)構(gòu)與居民消費的著名理論是生命周期假說，將人的一生分為少兒、成年和老年階段，認為消費者會根據(jù)效用最大化原則配置收入。綜合考慮中國實際國情即家庭的代際關(guān)系，本文參考劉建國等、韓保慶等的研究分析，建立三期世代交疊模型，模型基本假定為:

第一，人的一生包括三個時期，分別為幼年、成年、老年時期，其中幼年期不從事生產(chǎn)活動，只接受教育和職業(yè)培訓，并進行消費；成年期從事生產(chǎn)活動，負責自身與子女的一系列消費，并為老年期消費和子女基本生活進行儲備。

第二，每個個體都會經(jīng)歷幼年期和成年期，成功進入老年期。

第三，老年期的消費完全依靠儲蓄，且死后不留遺產(chǎn)，不存在負債。

其中，

U

表示第

t

期成年人的效用，

w

表示第

t

期成年人的工資收入，

r

表示利率，

n

表示第

t

期每個成年人擁有的子女數(shù)量，

α

表示老年期消費的主觀貼現(xiàn)因子，

β

表示效用中不受子女數(shù)量影響的部分，

φ

表示效用中受子女數(shù)量影響的部分。

對成年期的效用函數(shù)和預算約束條件建立拉格朗日方程，求解效用最大化的條件為:

第

t

期的總消費為成年期消費與所有子女消費之和，即:

顯然第

t

期的總消費與成年期工資正向相關(guān)，與給子女的基本生活儲備負向相關(guān)，將

C

關(guān)于

n

求偏導并進一步運算發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量與消費負向相關(guān)。

四、 實證分析

為實證檢驗家庭負擔對居民消費的影響，本文以居民消費率為被解釋變量，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比為核心解釋變量，居民收入率、城鎮(zhèn)化率、開放程度、居民消費價格指數(shù)為控制變量，利用2014 ～2020年度省級面板數(shù)據(jù)，建立個體隨機效應(yīng)模型，按東部、中部、西部的區(qū)域劃分進行分樣本回歸研究家庭負擔對居民消費率影響的異質(zhì)性，以家庭總負擔替換原核心解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)模型設(shè)定

固定效應(yīng)模型假設(shè)方程中每一個省市都有不同的截距，影響被解釋變量的其他確定性變量會隨個體不同發(fā)生變化，隨機效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型類似，不同的是把固定的回歸系數(shù)看作隨機變量。 本文最終選取個體隨機效應(yīng)模型，以居民消費率作為被解釋變量，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比作為核心解釋變量，此外加入一系列控制變量和個體隨機效應(yīng)，建立模型如下。

其中

i

代表省市，

t

代表年份，consume 代表居民消費率，child 代表兒童撫養(yǎng)比，old 代表老年撫養(yǎng)比，control 代表控制變量，

μ

為個體效應(yīng)，

ε

為隨機擾動項。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文被解釋變量為居民消費率(consume)，考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性，該變量用居民人均實際消費占人均GDP 比重衡量。 核心解釋變量為家庭負擔，包括兒童撫養(yǎng)比(child)與老年撫養(yǎng)比(old)。 控制變量包括居民收入率(income)、居民消費價格指數(shù)(cpi)、城鎮(zhèn)化水平(urban_ratio)、開放水平(open)，其中居民收入率用居民人均可支配收入占人均GDP 比重衡量，城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)居民占比衡量，開放水平用進出口額占GDP 比重衡量。

本文所涉及的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計年鑒，并對相關(guān)數(shù)據(jù)進行簡單處理得到最終變量數(shù)據(jù)，其中進出口額的部分數(shù)據(jù)按照年度平均匯率將美元換算為人民幣。

(三)基準回歸結(jié)果

面板數(shù)據(jù)模型包括混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，在探究家庭負擔對居民消費率的影響中，首先以省市為類別進行回歸判定是否存在個體效應(yīng)，個體效應(yīng)顯著性分析結(jié)果中幾乎每個省市的個體效應(yīng)

p

值均小于0.1(除山西、浙江、西藏)，因此認為個體效應(yīng)顯著，不應(yīng)選擇混合回歸；其次通過豪斯曼檢驗初步發(fā)現(xiàn)使用隨機效應(yīng)模型的結(jié)果好于固定效應(yīng)模型，進一步通過隨機效應(yīng)MLE估計和LM 檢驗，發(fā)現(xiàn)

p

值均大于0.0000，即強烈拒絕“不存在個體隨機效應(yīng)”的原假設(shè)，與豪斯曼檢驗的結(jié)果一致；最后考慮是否在個體隨機效應(yīng)模型中加入時間效應(yīng)，時間效應(yīng)顯著性檢驗結(jié)果中僅2020年顯著，最終確定基準模型為個體隨機效應(yīng)模型。以居民消費率為被解釋變量，逐步加入核心解釋變量和控制變量，通過觀察對比各個模型系數(shù)、

t

值、

p

值，進行基準回歸分析。 結(jié)果見表1。

表1 基準回歸結(jié)果

模型2 到模型5 的基準回歸結(jié)果顯示，兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、居民收入率、居民消費價格指數(shù)始終對居民消費有顯著影響，其中兒童撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)化水平的提升會降低居民消費率，居民收入率、居民消費價格指數(shù)、開放水平的提升會提高居民消費率。 模型1 中僅包含核心解釋變量，此時變量不顯著，且二者系數(shù)均為正，可能的原因是，在不考慮其他因素的情況下，老人、兒童占比增加，醫(yī)療、教育等方面消費增加，從而消費率提升。 模型6為固定效應(yīng)模型，其結(jié)果與隨機效應(yīng)模型一致。

(四)異質(zhì)性分析

由于我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、收入水平、消費水平、思想等因素之間都存在較大差異，因此不同區(qū)域家庭負擔對居民消費率的影響大小可能存在差異，影響機制也可能存在區(qū)域異質(zhì)性，因此對個體隨機效應(yīng)模型進行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表2:

表2 個體隨機效應(yīng)模型異質(zhì)性分析

續(xù)表

根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果，我國居民消費率的影響因素存在較大區(qū)域異質(zhì)性。 兒童撫養(yǎng)比對居民消費率的負向影響在三個區(qū)域均顯著，且西部地區(qū)影響最大，東部地區(qū)影響最小。 老年撫養(yǎng)比對居民消費率的影響僅在東部地區(qū)顯著，中部和西部地區(qū)的影響很小且不顯著。 居民收入率對消費率的正向影響在三個區(qū)域均顯著，且影響大小為東部＞中部＞西部。 東部地區(qū)居民消費價格指數(shù)會顯著提升居民消費率。 城鎮(zhèn)化水平對居民消費率存在負向影響，僅西部地區(qū)顯著，可能的原因是西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平相對較低，而中東部地區(qū)已經(jīng)達到一定的水平。

(五)穩(wěn)健性檢驗

1. 替換回歸方法

表1 中模型5 和模型6 分別為個體隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，此外分析過程還涉及混合回歸和MLE 估計，四種方法的估計結(jié)果基本一致。

2. 替換主要解釋變量

為檢驗結(jié)論的可靠性，使用人均消費支出代替居民消費率，使用兒童撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比之和代替原本的核心解釋變量進行回歸，結(jié)果一致，具體步驟略。

通過上述方法進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果表明家庭負擔會顯著抑制居民消費率，且這種影響存在區(qū)域異質(zhì)性，本文回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、 結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于生命周期理論，構(gòu)建三期世代交疊模型，推導得出總消費與工資收入正向相關(guān)，與子女數(shù)量負向相關(guān)，與給子女的生活儲備負向相關(guān)。 利用2014～2020 年度省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建個體隨機效應(yīng)模型進行實證分析，并進行分樣本回歸做異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn):①家庭負擔會顯著降低居民消費率，收入率、消費價格指數(shù)、開放水平會顯著提高居民消費率，城鎮(zhèn)化水平會顯著降低居民消費率；②兒童撫養(yǎng)比對居民消費率的影響大小為西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)；③老年撫養(yǎng)比對居民消費率的負向影響，東部地區(qū)尤為顯著且影響高于全國水平。

(二)政策建議

1. 開發(fā)老年市場

老年撫養(yǎng)比對居民消費率具有顯著負向影響，東部地區(qū)尤為顯著且影響高于全國水平，即隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，老年撫養(yǎng)比會更加抑制居民消費率。老年人口消費意愿低于青中年，因此要關(guān)注老年市場，加大保健、保養(yǎng)品等的研發(fā)，激發(fā)老年市場活力。

2. 不斷完善醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險制度

考慮到醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險可以在一定程度上替代子女的“家庭養(yǎng)老”，減輕子代家庭負擔，應(yīng)不斷完善醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險制度。

3. 增加教育經(jīng)費投入

兒童撫養(yǎng)比對居民消費率具有顯著負向影響，且西部地區(qū)的影響大于中部地區(qū)大于東部地區(qū)，教育是兒童撫養(yǎng)的必要過程，財政補貼教育經(jīng)費可以減輕兒童撫養(yǎng)負擔，減少青中年壓力，應(yīng)增加教育經(jīng)費投入。