人口年龄结构变动对居民消费率影响的实证研究

■ 杨 风

人口年龄结构变动对居民消费率影响的实证研究

■ 杨 风

中国已处于消费拉动时代，人口年龄结构变动对居民消费率的影响日益成为人们关注的热点。采用向量自回归模型分析我国人口年龄结构变动对居民消费率的影响，结果发现：居民消费率对少儿抚养比、老年抚养比的冲击响应有一定的滞后性；与老年抚养比变动对居民消费率影响的正向性、单调递增性不同，少儿抚养比变动对居民消费率的影响较为复杂，前期为正向、后期为负向；从长期来看，老年抚养比变动是居民消费率变化的主要来源。

人口年龄结构；居民消费率；VAR模型

自2000年以来，我国居民消费率持续下降，由2000年的47.4%降至2010年的36.6%；2010年以后每年居民消费率有所回升，但是增长幅度较小。2013年我国居民消费率为37.3%，2014年为37.7%，2015年为38.0%①本研究运用支出法国内生产总值及构成中的居民消费支出占支出法国内生产总值的比重作为居民消费率。2000年、2010年、2013—2015年我国居民消费率由作者计算得出，相关数据来源于《中国统计年鉴2016》。，每年上升约0.3%。从国际上看，我国居民消费率与大多数国家差距较大。《国际统计年鉴2015》数据显示，2014年“金砖国家”中，巴西、印度、南非的居民消费率分别是62.5%、59.2%、61.2%，欧盟成员国中的捷克、法国、德国、意大利、荷兰、西班牙、英国的居民消费率依次是48.5%、55.5%、55.3%、60.8%、44.8%、59.0%、64.4%①巴西、印度、南非、捷克、法国、德国、意大利、荷兰、西班牙、英国等国家居民消费率来源于《国际统计年鉴2015》。。国内学者纷纷从消费习惯、流动性约束、预防性储蓄、收入分配等视角解读居民消费率不足。除上述因素之外，人口年龄结构变动，特别是人口老龄化发展对居民消费率的影响不容忽视。

一、文献综述

（一）国外部分相关研究成果

列夫（Leff）利用74个国家的面板数据研究发现，少儿抚养比和老年抚养比与居民消费率之间存在显著的正相关关系［1］。然而，舒尔茨（Schultz）运用16个亚洲国家和地区1952—1992年的数据，采用各种计量方法用于估计人口年龄构成对总体储蓄的动态影响，但是并没有找到这些国家储蓄长期上升是因为20～29岁人口比例上升的实证依据［2］。Horioka&Wang（2006）对我国 1995—2004年城乡居民储蓄率的实证研究发现，少儿抚养比与储蓄率存在负相关关系，老年抚养比与储蓄率呈现微弱的正相关关系［3］。

（二）国内部分相关研究成果

李文星等（2008）利用我国1989—2004年的省际面板数据，采用动态面板GMM估计方法研究人口年龄结构与居民消费率之间的关系，研究发现：少儿抚养比对居民消费具有负向影响作用，但是影响微弱；老年抚养比变动对居民消费的影响并不明显［4］。王霞（2011）、张乐（2011）等人运用省际面板数据进行实证研究，得出完全相同的结论：少儿抚养比对我国居民消费率的影响显著为正（或同向变动），老年抚养比对居民消费率的影响显著为负（或反向变动），从而拒绝了生命周期假说［5，6］，让人不解的是，前者恰恰是以生命周期假说作为构建模型的理论基础。祁鼎、王师等（2012）研究指出：少儿抚养比提高会降低当期消费；老年抚养比提高不仅会提高当期消费，而且对消费增长具有显著影响，但是没有明显证据表明我国居民消费率过低是由儿童抚养比或老年抚养比上升引起的［7］。王芳（2013）研究指出：人口年龄结构对居民消费的直接影响路径中，总抚养比正向影响居民消费，少儿抚养比和老年抚养比负向影响居民消费；对居民消费影响最大的人口年龄结构是少儿抚养比，影响最小的是老年抚养比［8］。

由上述国内外学者对人口年龄结构变动和居民消费率（储蓄率）关系研究结论的矛盾性或冲突性，直接反映两者之间关系的复杂性，间接表明进一步研究的必要性。

二、我国居民消费率与人口年龄结构变动

（一）我国居民消费率变动

居民消费率是指一个国家或地区的居民最终消费支出占当年国内生产总值的比重。本研究运用支出法国内生产总值及构成中的居民消费支出占支出法国内生产总值的比重作为居民消费率。1990—2015年，我国居民消费率变动状况如图1所示。

图1 我国居民消费率变动（1990—2015年）

由图1可以看出，1990—2015年，我国居民消费率变动形态呈“W”型。居民消费率由1990年时的49.5%（这一时期的最大值）快速降至1993年时的43.7%，转而缓慢上升，1996年升至46.7%，然后再次下降，2010年时已降至35.6%（这一期间的最小值），转而再次缓慢上升，2015年时已升至38.0%。

（二）我国人口年龄结构变动与人口抚养比变动

1.我国人口年龄结构变动

人口年龄结构又称人口年龄构成，是指一定时点、一定国家或地区各年龄组人口占总人口的比重。按照年龄分组，少儿人口（0～14岁人口）、劳动年龄人口（15～64岁人口）、老年人口（65岁及以上人口）集中体现人口年龄结构变动特征，成为人们关注的重点。1990—2015年我国人口年龄结构变动状况如图2所示。

图2 我国人口年龄结构变动（1990—2015年）

由图2可以看出，1990—2015年，我国0～14岁人口占总人口的比重呈递减趋势，由1990年、1991年时的27.7%降至 2013年的16.4%（这一期间的最低点），然后缓慢上升至2014年、2015年的16.5%。15～64岁人口占总人口的比重呈波浪状起伏，总体呈上升之势。由1990年的66.7%降至1992年的66.2%（这一时期的最低点），随后上升至2010年的74.5%（这一时期的最高点）。2011—2015年间，15～64岁人口占总人口的比重逐年降低，2015年时降至73.0%（与2009年相同）。65岁及以上人口占总人口的比重呈增长趋势，由1990年的5.6%逐渐升至2015年的10.5%。

2.我国人口抚养比变动

人口抚养比又称人口抚养系数或人口负担系数，是指人口中非劳动年龄人口与劳动年龄人口之比。人口抚养比反映了劳动年龄人口对非劳动年龄人口的负担程度，对考察人口年龄结构变动对经济增长的影响具有重要作用［9］。一般把0～14岁人口与劳动年龄人口（15～64岁）之比称为少儿抚养比，65岁及以上人口与劳动年龄人口之比称为老年抚养比。1990—2015年，我国人口抚养比变动状况如图3所示。

图3 我国人口抚养比变动（1990—2015年）

由图3可以看出，1990—2015年，我国总抚养比虽然波动起伏，但总体发展趋势不断降低。先是由1990年的49.8%降至2010年的34.2%（这一期间的最低点），然后又升至2015年的37.0%。1990—2015年，我国少儿抚养比总体变动呈下降趋势，由1990年的41.5%降至2011年的22.1%（这一期间的最低值），随后尽管有所上升，但是增加幅度较小。2012年、2013年同为22.2%，2014年为22.5%，2015年为22.6%。1990—2015年，我国老年抚养比总体变动呈上升趋势，由1990年的8.3%升至2015年的14.3%（达到这一时期的峰值）。

三、我国人口年龄结构变动对居民消费率影响的协整分析

（一）人口年龄结构与居民消费关系的相关理论

1.生命周期理论

最早将人口年龄结构变量引入消费问题研究的是莫迪利安尼（Modigliani）和布伦伯格（Brumberg），他们于1954年提出了生命周期假说（life cycle hypothesis，LCH）。该假说认为，为实现效用最大化，理性的消费者会根据其预期寿命和一生的收入水平合理安排消费和储蓄之间的比例［10］。根据生命周期理论，当一个社会劳动年龄人口比例较大时，该国（地区）居民消费率往往较低；随着抚养比（少儿抚养比和老年抚养比）的升高，该国（地区）居民消费率会上升。

2.家庭储蓄需求模型

1958年，美国经济学家萨缪尔森（Samuelson）提出了家庭储蓄需求模型（house saving demand model，HSDM）。该模型认为，子女数量是影响家庭消费的重要因素，孩子和储蓄具有相同的经济功能，二者之间存在替代关系。当父母选择少生孩子或不生孩子时，会有意增加储蓄以备将来养老所需，结果导致现期消费减少；与之相反，为养老进行的储蓄就会减少，现期消费增加［11］。

3.相对收入理论

1949年，美国经济学家杜森贝利（Duesenberry）提出了相对收入假说（relative income hypothesis，RIH）。该理论认为，储蓄率受到利率、收入预期、收入分配、收入增长率、人口年龄分布等多种因素变动的影响；一个人的消费不仅依赖于他本人的绝对收入，而且依赖于他在收入分配中的地位，即依赖于他的相对收入［12］。

（二）模型构建与数据来源

1.模型构建

本研究借鉴相关研究成果，以居民消费率为因变量，经济增长率、少儿抚养比、老年抚养比为自变量构建简约模型，用于考察人口年龄结构变动对居民消费率的影响，模型表达式如（1）所示：

式（1）中，CGDP表示居民消费率，R 表示经济增长率，CD表示少儿抚养比，OD表示老年抚养比，β0、β1、β2、β3为待估系数，μ 为模型随机误差项。

2.数据来源

本研究采用的数据来源于《中国统计年鉴2016》，计算经济增长率时，按1990年价格对1990—2015年国内生产总值进行了平减处理。

（三）协整分析过程

1.平稳性检验

为检验数据的平稳性，本文运用统计软件Eviews 8（以下相同），采用ADF检验方法对相关数据进行单位根检验，检验结果如表1所示。

表1 相关变量的平稳性检验

由表1中可以看出，模型（1）中的4个序列变量ADF检验值都大于5%水平上的临界值，因此接受原假设，即4个时间序列都是非平稳的。4个序列变量的一阶差分序列ADF检验值都小于其5%水平上的临界值，因此拒绝原假设，表明它们的一阶差分序列是平稳的，同为一阶单整，可能存在协整关系。

2.协整检验

为探索序列变量之间是否存在长期稳定关系，需要对它们进行协整检验。协整关系检验估计方法主要有 Engle—Granger（EG）两步检验法、Johansen极大似然法、频域非参数谱回归法等，本研究采用Johansen极大似然法。当滞后期数为3时，模型（1）中各序列变量Johansen协整检验结果如表2所示。

表2 Johansen协整检验结果

从表2中的检验结果来看，协整方程个数为0时，其迹检验统计量（104.55）明显大于5%显著性水平下的临界值（47.86），因此，拒绝不存在协整方程的假设。同理拒绝存在1个、2个协整方程的假设。存在3个协整方程的迹检验统计量为1.99，小于5%显著性水平下的临界值（3.84），因此不能拒绝存在3个协整方程的假设。

3.确定模型滞后阶数

本研究对模型（1）最优滞后期的选择根据赤池信息准则（AIC）和施瓦兹信息准则（SC）来确定，当二者同时达到最小时，此时的阶数为最优阶数。对模型（1）中的 Cgdp、lnR、CD、OD四个序列变量进行Johansen协整检验时发现，滞后期为 1、2、3、4 时，AIC 统计值依次为 1.09、-0.55、-0.81、-4.13，SC 统计值依次为2.08、1.22、1.76、-0.75，由此可以看出，模型（1）的最优滞后期为4。

4.格兰杰因果关系检验

协整检验只是论证变量之间是否存在长期均衡关系，至于是否构成因果关系还需要对变量进行格兰杰（Granger）因果关系检验。在滞后期为4时，模型（1）中居民消费率与少儿抚养比、老年抚养比的格兰杰检验结果如表3所示。

表3 居民消费率与抚养比的格兰杰检验结果

由表3可以看出，在5%的显著性水平上，少儿抚养比不是居民消费率的格兰杰原因，居民消费率也不是少儿抚养比的格兰杰原因；老年抚养比不是居民消费率的格兰杰原因，但居民消费率是老年抚养比的格兰杰原因。

5.脉冲响应函数分析

格兰杰因果关系检验只是验证变量之间是否存在因果关系，具体的影响过程和方向可以借助脉冲响应函数（Impulse Response Functions）进行分析。居民消费率对自身、经济增长率、少儿抚养比、老年抚养比的脉冲响应分别如图4、图5、图6、图7所示。

图4 居民消费率对自身的影响

图5 经济增长率对居民消费率的影响

图6 少儿抚养比对居民消费率的影响

图7老年抚养比对居民消费率的影响

图4、图5、图6、图7中，横轴表示冲击作用的响应期间数（单位：年），纵轴表示居民消费率的响应程度，实线表示脉冲响应函数，代表给予影响因素一标准单位冲击时，居民消费率对相应变量的反应情况；虚线表示正负两倍标准差偏离带。由图4可以看出，本期居民消费率变动会给自身带来持续的正向影响，随着时间推移，这种正向影响会不断减弱。由图5可以看出，经济增长率变动对居民消费率的影响较为复杂，前3期为负向影响，第4、第5期影响为0，第5至第7期为正向影响，第6期达到正向影响最大值，第7期后再次转为负向影响。由图6可以看出，当在本期给少儿抚养比一个冲击后，居民消费率一开始并无明显响应，随着时间推移，正向响应逐渐加大，第6期时达到最大值，随后开始不断下降，第8至第10期为负向影响。从图7可以看出，老年抚养比变动对居民消费率的影响是正向的、递增的。在本期给老年抚养比一个冲击后，居民消费率一开始并无明显响应，但是随着时间的推移，响应程度稳步上升，第4期后响应幅度基本稳定。综合图6和图7可以看出，相对于少儿抚养比，老年抚养比变动对居民消费率的影响程度更大、影响时间更久。

6.构建向量自回归模型（VAR模型）

滞后4期，得到模型（1）的代数表达式是：

模型（1）的拟合优度系数是0.9945，据此可以判定此表达式较好地反映了居民消费率、经济增长率、少儿抚养比、老年抚养比之间的动态关系。其中，滞后1期的少儿抚养比以0.1575的比率对当期居民消费率进行正向影响，滞后2期的少儿抚养比以0.2234的比率对当期居民消费率进行负向影响，滞后3期的少儿抚养比以0.3866的比率对当期居民消费率进行正向影响，滞后4期的少儿抚养比以0.3680的比率对当期居民消费率进行正向影响；滞后1期的老年抚养比以0.4210的比率对当期居民消费率进行正向影响，滞后2期的老年抚养比以3.4198的比率对当期居民消费率进行正向影响，滞后3期的老年抚养比以0.5405的比率对当期居民消费率进行负向影响，滞后4期的老年抚养比以1.4776的比率对当期居民消费率进行负向影响。

7.变量方差分析

模型（1）中各变量方差分析结果如表4所示。

表4 方差分析结果

由表4可以看出，从第2期开始，居民消费率的方差来源发生了明显变化，主要表现为居民消费率自身对其方差的影响迅速缩小，到第10期时，贡献率已经在20%以内；来自经济增长率的贡献率有所波动，总体呈上升趋势，到第9期、第10期贡献率稳定在4.6%；少儿抚养比对居民消费率的影响从前6期看呈上升之势，第6期时贡献率一度达到7.8%，从第7期开始，转而变为下降趋势，第10期时贡献率减至5.0%；老年抚养比对居民消费率的方差贡献率始终呈增长趋势，到第10期时已经升至71.0%。

从第10期综合方差分解结果可以看出，老年抚养比冲击是居民消费率的第一方差来源，居民消费率自身是其第二方差来源，少儿抚养比冲击是第三方差来源，经济增长率处于第四位，从而表明人口年龄结构变动，特别是老年抚养比变化对居民消费率的显著影响。

四、结论及政策建议

（一）结 论

第一，由脉冲响应函数分析得出，居民消费率对于少儿抚养比、老年抚养比的冲击响应有一定滞后性；与老年抚养比冲击对居民消费率影响的正向性、递增性不同，少儿抚养比冲击对居民消费率的影响较为复杂，前期为正向影响，后期为负向影响。

第二，由向量自回归模型分析得出，滞后1期、滞后3期、滞后4期的少儿抚养比对居民消费率是正向影响，滞后2期是负向影响；滞后1期、滞后2期的老年抚养比对居民消费率是正向影响，滞后3期、滞后4期的老年抚养比对居民消费率是负向影响。

第三，由方差分解结果得出，长期来看，老年抚养比变动是居民消费率变化的主要来源；相对于少儿抚养比，老年抚养比对居民消费率的影响幅度更大、时间更持久。

（二）政策建议

第一，完善全面二孩政策的配套政策。党的十八届五中全会提出全面实施一对夫妇可生育两个孩子政策，积极开展应对人口老龄化行动。鉴于人口老龄化对居民消费率的影响以及目前很多符合条件的夫妇不愿意生育二孩，国家应及时出台并逐步完善与落实全面二孩政策相配套的系列政策，包括：加强妇幼服务体系建设，完善基本生育免费服务制度；完善女性生育休假及生育后就业政策；积极开展托育服务，适当减免相关费用；出台有利于二孩生育的税收减免政策，等等。只有出台并完善系列配套政策，才能实现全面二孩政策的人口目标。

第二，构建多层次养老保险体系。构建涵盖企业年金、职业年金、个人储蓄性养老保险和商业保险的多层次养老保险体系，既是落实中央要求的实际行动，也是社会保障领域深化供给侧结构性改革的重要抓手，而且对于促进居民消费，特别是老年人口消费大有裨益。

第三，加快发展老龄产业。我国是老龄产业潜力最大的国家，老龄产业也是我国未来体量最大的新经济。加快发展老年服务业、老年住宅业、老年旅游业等老龄产业，既能有效释放老年人口的消费需求，又能推动产业转型升级，还有助于实现家庭幸福美满、经济持续健康发展、社会和谐稳定。在以供给侧结构性改革推动经济新常态发展的当下，加快发展老龄产业的现实意义尤其重大。

［1］LEFF N H.Dependency rates and savings rates［J］.American Economic Review，1969（6）.

［2］保罗·舒尔茨.人口结构和储蓄:亚洲的经验证据及其对中国的意义［J］.经济学（季刊），2005（4）：991-1018.

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［4］李文星，徐长生，艾春荣.中国人口年龄结构和居民消费:1989—2004［J］.经济研究，2008（7）：118-129.

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［6］张乐，雷良海.中国人口年龄结构与消费关系的区域研究［J］.人口与经济，2011（1）：16-21.

［7］祁鼎，王师，邓晓羽，等.中国人口年龄结构对消费的影响研究［J］.审计与经济研究，2012（4）：95-103.

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［12］DUESENBERRY J S.Income，saving，and the theory of consumer behavior［M］.New York:Oxford University Press，1949.

An Empirical Study on the Impact of Age Composition Chang on Residents’Consumption Rate

Yang Feng

China is in an era driven by consumption.The impact of residents’consumption rate caused bythe change of age composition has increasingly become a hot topic.By using Vector Autoregressive (VAR)model,the paper analyzes the impact of residents’consumption rate caused by the change of age composition.The results are as follows.First the impact of residents'consumption rate on child-rearing ratio and elderly care ratio still lags behind.Second,the change of elderly care ratio has positive and monotone increasing effect on residents’consumption rate,while the impact of child-rearing ratio change on residents’consumption rate is more complicated,with a positive effect in early stage and a negative effect in late stage.In the long run,the change of elderly care ratio is the main source of the change of residents’consumption rate.

Age Composition;Residents’Consumption Rate;VAR Model

F126.1

A

1673-8616（2017）06-0095-10

2017-08-09

山东省1%人口抽样调查重点研究课题“山东人口年龄结构变动对经济增长的影响研究”（rkdc201505）

杨风，济南大学政法学院副教授、硕士生导师、博士（山东济南，250022）。

［责任编辑：丁浩芮］