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一、文獻評述

關于人口年齡結構對消費需求的影響，國外許多學者對其進行過研究，國內學者相對較晚，近幾年才開始關注這一領域。本文將從理論和實證兩個方面綜述該領域的文獻。1．人口年齡結構與消費需求關系的理論研究現有研究表明，首先，人口年齡結構可以通過微觀機制影響居民消費的需求。Modigliani和Brumberg(1954)提出的生命周期假說(Life－cycleHypothesis，簡稱LCH)③是最早研究人口年齡結構與消費需求關系的理論模型。該假說指出，代表性個人將根據不同年齡階段的消費需求分配收入，以期獲得最大效用。他們認為，當一個國家的勞動人口比例上升時，該國的儲蓄率會相應上升，因而，消費率會下降。家庭儲蓄需求模型(HouseholdSavingDemandModel，簡稱HSDM)則從儲蓄與孩子之間存在相互替代關系的角度分析了人口年齡結構對居民消費需求的影響(Neher，1971)④。此外，Becker(1981)也曾提出小孩的質量和數量之間可能存在一種替代關系，即當家庭小孩數量減少時，父母傾向于增加小孩的人力資本投資以此提高孩子的“質量”，因此家庭消費會受到一定影響⑤。其次，人口年齡結構也可以通過宏觀機制影響居民消費需求(HockandWeil，2012)⑥。2．人口年齡結構與消費需求關系的實證研究國外很多學者都曾利用中國數據實證考察過人口年齡結構對居民消費率的影響。比如，利用中國1953－2000年時間序列數據，Modigliani和Cao(2004)實證發現，撫養系數、消費率和經濟增長率之間存在顯著的協整關系⑦。利用動態面板GMM方法，Horioka和Wan(2006)對中國1995－2004年家庭面板數據進行了研究，實證發現撫養系數對消費率沒有顯著影響。此外，國內學者也對此做過一些類似的實證研究。比如，付波航等(2013)利用1989－2010年中國省級面板數據，實證研究發現少兒撫養比下降和人口老齡化趨勢都是居民消費需求不足的重要原因⑧。不難發現，幾乎所有理論研究都證實了人口年齡結構會影響居民消費率，但實證研究卻沒有給出一致結論，而且幾乎沒有學者考察市場化因素。本文認為人口年齡結構不僅影響中國居民消費需求，而且該影響還可能隨著市場經濟的不斷完善而發生變化。一方面，隨著市場化改革，原來由國有企業和政府所承擔的社會負擔有所減少，導致家庭撫養小孩及養老的成本大幅增加，所以家庭傾向于減少當前消費;另一方面，社會保障體系又會在市場化進程中不斷完善，這在一定程度上將會減少小孩的撫養成本以及養老費用。那在現實經濟中，這兩股相反的力量到底孰大孰小呢?為了回答這一問題，本文將利用1998－2010年中國省級面板數據，實證分析人口年齡結構變動對居民消費需求的影響，以及該影響是否隨著市場化不斷深入而發生變化。本文可能的貢獻包括以下三個方面:第一，本文擬構建一個理論模型用以分析人口年齡結構與居民消費需求之間的關系，為隨后的實證模型提供了理論保障;第二，本文加入人口年齡結構與市場化程度變量的交乘項，用以考察人口年齡結構對消費率影響的變化趨勢;第三，本文使用中國省級面板數據，并利用一步系統GMM估計方法修正模型的內生性以及自相關等問題，使回歸結果更加準確。

二、人口年齡結構與消費需求的理論模型

(一)模型的基本假定1．假定人口增長服從新老更替規律，人口增長率用n表示。2．假定代表性個人可生存三期，具體而言，在t期，有Lt(1+n)個小孩處于其生命的第1期，Lt個年輕人處于其生命的第2期，Lt/(1+n)個老年人處于其生命的第3期。3．假定代表性個人在年輕時提供1單位勞動，并將其收入所得用于以下五個方面的支出:消費支出、儲蓄、撫養小孩的支出、繳納社會保障基金以及贍養老人的支出。該代表性個人小孩時期的消費來自上一期年輕人的撫養支出，當他變為老年人后，其消費主要來自上期儲蓄和利息、養老金以及年輕人的贍養費用。4．假定代表性個人的效用函數為相對風險規避系數不變的形式。

(二)模型的目標函數和約束條件基于上述假定，代表性個人一生的效用總和可表示如下。其中，θ為任意兩時點的消費之間的替代彈性的倒數，ρ為效用貼現率，大于－1是為了保證第2期消費的權數為正。根據上述假定，可以寫出代表性個人的預算約束條件。在t期，代表性個人年輕時的預算約束線可表示如下。其中，wt為代表性個人t期的勞動收入，st為t期的儲蓄額。b表示t期年輕人撫養小孩的支出占收入的比例(0＜b＜1)，在此，b可視為少兒撫養系數。a表示收入中投入到社會保障基金的比例(0＜a＜1)。d表示代表性個人的贍養費用占收入的比例(0＜d＜1)，在此，d可以視為老年撫養系數。(6)式表明，代表性個人老年時期與年輕時期的消費比例由多個因素決定，主要包括收入中投入到社會保障的份額、人口增長率、年輕人撫養費用和贍養費用占收入的比例及貼現因子共同決定的。(6)式在理論上可以說明人口年齡結構的變化確實會對代表性個人的消費需求產生影響。首先，分析少兒撫養系數b如何影響代表性個人一生的消費總需求。假定其他系數均保持不變，當少兒撫養系數b下降時，根據(3)式，c1t－1將降低;根據(4)式，c3t+1將保持不變;根據(6)式，c2t將降低。因此，代表性個人的三期消費總和(c1t－1+c2t+c3t+1)將降低。其次，分析老年撫養系數d如何影響代表性個人一生的消費總需求。假定其他系數均保持不變，當老年撫養系數d下降時，根據(3)式，c1t－1將保持不變;根據(4)式，c3t+1將下降;根據(6)式，c2t將降低。因此代表性個人的三期消費總和(c1t－1+c2t+c3t+1)將降低。不難看出，人口年齡結構確實在理論上會影響居民的消費需求，但在實際經濟生活中，人口年齡結構變動是否影響居民的消費需求———特別是在市場經濟不斷完善的過程中，這些影響是否會發生變化———還需要我們利用宏觀經濟數據進行實證研究。

三、模型設定和數據描述

(一)模型設定基于上述理論模型，本文構建實證模型，具體形式如下。其中，下標i代表地區維度，t代表時間維度，ui為不可觀測的地區異質性，λt為時間效應，εit表示模型的隨機誤差項。Cit為被解釋變量，表示各省(市/區)的居民消費率，本文用各省(市/區)的居民消費總支出占按支出法計算的地區GDP的比值表示。D為人口年齡結構變量。根據以往文獻(李文星等，2008)⑨，本文也選取少兒撫養系數(YD)和老年撫養系數(OD)作為人口年齡結構變量的指標，其定義詳見表1。MAR為市場化程度變量。經過改革開放三十多年的發展，中國整體的市場化程度越來越高，但是每個省(市/區)的市場化程度則層次不齊。東部沿海地區市場經濟最為發達，中部次之，西部則最落后。本文正是利用每個省(市/區)市場化程度不同這一特征來考察市場化進程中人口年齡結構對消費率的影響是否發生了變化。具體而言，本文將構造人口年齡結構變量與市場化程度變量的交乘項，并考察其符號和顯著性。從以往的實證研究來看，大部分學者選用各地區非國有部門從業人數占該地區總從業人數的比重衡量，但這一指標比較片面，無法準確衡量市場化進程。本文將參考樊綱等編著的《中國市場化指數———各地區市場化相對進程2011年報告》。這一報告主要從五個方面出發對市場化程度進行測量，然后將它們綜合成一個市場化程度指數。某地區的該指數數值越大說明該地區市場化經濟越發達，其市場化程度也就越高。由于該報告中沒有2010年的數據，本文將用2009年的指數近似代替，因為就某一地區而言，市場化程度在短時間內不可能有太大變化。X為模型的解釋變量。其中，Y表示實際收入水平，用經過價格調整后的人均GDP進行衡量。但Modigliani和Cao(2004)指出，實際收入的增長率也可能影響居民消費率，所以我們在模型中還加入人均實際GDP的增長率(y)。R表示實際利率，通過名義利率減去通貨膨脹率計算得到，用以考察消費者的跨期消費行為。Ct－1為滯后一期的居民消費率。當人們面對收入波動時，他們傾向于平滑消費，所以當期消費可能與上期消費存在一定關系，這種消費習慣的連續性通常被稱為消費的“棘輪效應”。GINI表示城鄉收入差距，本文用城市和農村家庭人均收入的比值近似衡量。INF表示通貨膨脹率，用以考察價格波動變化對居民消費需求的影響。EDU衡量教育程度，用以考察教育水平對居民消費需求的影響。表1報告了上述所有回歸變量的統計性描述。將上述所有變量帶入(7)式，可得到如下回歸模型。

(二)數據描述本文將選取1998－2010年中國省級面板數據進行隨后的回歸分析，由于西藏數據不全，故將其省去，所以樣本數據僅包含30個省(市/區)。選擇這一樣本區間主要有以下三個方面的原因。第一，自1998年起，中國居民消費率開始迅速持續下降，而在1988年之前，消費率的變化幅度不是很大。第二，樊綱等人的研究報告只估算了1997－2009年間中國各地區的市場化程度指數。第三，在1990年以前，各省市的撫養系數缺失嚴重，而且撫養系數尤其是少兒撫養系數在1998年之前變化幅度不是很大。關于數據來源，撫養系數來自《中國人口統計年鑒》(1999－2011年)，其他宏觀經濟變量則主要來自《新中國六十年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》(1999－2011年)以及中經網統計數據庫。

四、實證分析結果

(一)人口年齡結構、市場化程度與居民消費需求考慮到本文的數據特征，我們將使用動態面板GMM方法進行回歸模型。該方法可以有效地控制內生性以及解決遺漏變量等問題(李文星等，2008)。由于GMM兩步估計法得到的標準差可能存在向下偏倚，而且估計量的近似漸進分布存在有偏等問題，所以本文將使用一步GMM估計方法進行回歸分析。更進一步，本文將使用一步系統GMM估計方法，因為相對于一步差分GMM估計方法，前者利用了更多的信息，因而估計結果更加有效。回歸結果詳見表2。值得注意的是，該有效性存在一個前提假設，即一步系統GMM估計方法下新增的工具變量是聯合有效的。根據表2的結果，所有模型中的Sargan統計量的P值都至少大于0．96，說明我們無法拒絕新增工具變量聯合有效的原假設，因此本文的數據適合使用一步系統GMM估計方法。在表2中，模型(1)沒有包含市場化程度變量以及它與撫養系數的交乘項。根據回歸結果，少兒撫養系數對居民消費需求有顯著的負向影響，老年撫養系數雖然為負，但不是很顯著。為進一步考察這些負向影響是否會隨著市場化的不斷深入而發生改變，我們在模型中加入市場化程度變量和人口年齡結構變量的交乘項，回歸結果詳見模型(2)。下面，本文以模型(2)為研究對象分析討論各變量回歸系數的含義。1．少兒撫養系數(YD)。根據模型(2)的回歸結果，少兒撫養系數的回歸系數依然顯著為負，即少兒撫養系數下降1個百分點將導致居民消費率增加0．27個百分點。這一結論不僅與本文的理論推導相反，而且與傳統的LCH不一致。但就中國的實際情況而言，這二者呈負相關關系是完全有可能的。隨著經濟社會的不斷發展，人們逐漸意識到教育對子女的重要性，父母大多希望自己的小孩通過知識積累考上大學并獲得一份穩定的工作。隨著計劃生育政策的繼續實施，每個家庭的小孩數量有所減少，因此父母開始重視小孩的“質量”。加之高校擴招導致學歷嚴重貶值，小孩也需要獲得更高的學歷才能找到較好的工作，這也無形中加大了小孩人力資本的投入。在這一背景下，父母傾向于減少家庭其他方面的開支，而進一步增加子女的教育支出，如果這部分增加的教育支出超過了因孩子數量減少及其他方面支出減少而增加的儲蓄，則少兒撫養系數的下降就會增加居民的消費需求。因此，本文的回歸結果基本上符合當前的國情。值得注意的是，在1998－2010年期間，中國少兒撫養系數實際上是呈下降趨勢，即從1998年的38%下降至2010年的22．3%。這一現象說明少兒撫養系數的變動可能不是居民消費不足的真正原因。2．老年撫養系數(OD)。在模型(2)中，老年撫養系數的回歸系數依然為負，但顯著得到改善，具體而言，老年撫養系數上升1個百分點會導致居民消費率減少1．26個百分點。就目前中國而言，社會保障體系尚未完善，“家庭養老”現象在大部分地區依然存在，老年人的生活及醫療等多方面的需求仍然主要依靠子女來滿足。不過，隨著醫療等費用的增加以及子女數量的減少，“家庭養老”的風險變得越來越大。因此，家庭傾向于將部分收入儲存起來，所以當前消費會減少。由于在樣本區間內，老年撫養系數是不斷增加的，從1998年的9．9%增加至2010的11．9%，所以它是導致居民增加儲蓄減少當期消費的重要原因之一。3．市場化程度(MAR)。首先，根據模型(2)，市場化程度的回歸系數顯著為正，說明市場化程度的提高會促進居民的消費需求。市場化程度越高在一定程度上意味著社會保障體系越完善，因此人們愿意而且敢于消費。在高度發達的市場經濟國家，人們不僅很少儲蓄，而且經常超前消費，因此消費率非常高。可以預見，隨著社會主義市場經濟的不斷完善，人們的消費欲望會逐漸增強，因而消費需求會隨之增加。其次，市場化程度與少兒撫養系數的交乘項顯著為正，說明少兒撫養系數對消費率的負向影響會隨著市場化進程而不斷減少。LCH認為少兒撫養系數與消費率呈正相關關系，這主要是因為LCH是基于發達市場經濟國家的數據得出的結論，而本文使用的數據則來自市場經濟不發達的中國。隨著中國社會主義市場經濟的不斷完善，市場化程度必將提高，因此少兒撫養系數對消費率的負向影響會逐漸減少，最終由負變為正，換句話說，當市場經濟發展到一定程度后，本文的實證結論將與LCH達成一致。最后，市場化程度變量與老年撫養系數的交乘項也顯著為正，這說明老年撫養系數對消費率的負向影響也會隨著市場化進程而不斷減少，即當市場經濟發展到一定程度后，該負向影響最終會變為正向影響，從而與LCH達成一致。值得注意的是，在樣本區間內，老年撫養系數從1998年的9．9%上升到2010年的11．9%，因而老年撫養系數上升導致居民消費率下降2．17個百分點⑩。而在該樣本區間內，中國居民消費率的實際下降為13．3個百分點，即老年撫養系數的上升可解釋居民消費率下降幅度的16.3%。因此，本文認為老年人口比例的上升可能是現階段中國居民消費不足的重要原因之一。4．其他控制變量。本文發現，滯后一期的消費率、實際收入增長率、收入差距以及市場化程度對居民消費率有顯著影響，但其他控制變量，如居民實際收入的對數、實際利率、通貨膨脹率以及受教育程度等都對居民消費需求沒有顯著影響。

(二)分地區討論中國各經濟區域市場經濟發展程度不盡相同，那么人口年齡結構變動對居民消費率的影響是否存在地區性差異呢?為了回答這一問題，本文將樣本分成東、中、西三個子樣本重新回歸模型。回歸結果詳見表2中的模型(3)－(5)。首先，就東部而言，少兒撫養系數對居民消費需求有顯著的正向影響。東部沿海地區市場化程度較高，與其相配套的社會福利保障體系也更為完善，這些省份的居民不需要過度儲蓄以防未來之需。不過，東部地區的老年撫養系數對居民消費需求依然有顯著的負向影響。正如前面分析的那樣，老年撫養系數對消費率的負向影響將長期存在，即使是東部沿海地區也不例外。其次，就中西部而言，少兒和老年撫養系數都顯著為負。中西部的市場化程度相對較低，各種配套的社會福利體系還需進一步完善，在這種情況下，撫養小孩及老人的成本還主要由家庭內部承擔。因此，當家庭中小孩或老人的數量增加時，家庭傾向于減少當期消費以備不時之需。再次，市場化程度的回歸系數在三個地區都顯著為正，不過中部樣本的該系數最大，西部次之，而東部最小。東部地區市場經濟已較為發達，市場化程度上升空間較小，因而其對消費率的影響也較小。而西部地區市場經濟才剛剛起步，上升空間雖然很大，但由于缺乏與之相配套的基礎設施，市場經濟發展相對緩慢，因而市場化程度對居民消費需求的影響也較小。中部作為促進中國經濟增長的重要一環，其市場化已達到一定程度，與之相配套的各種社會福利保障也在逐步完善，因而市場化程度對消費率的影響最大。最后，在模型(3)－(5)中，市場化程度與撫養系數的交乘項基本上都顯著為正。就中西部而言，隨著市場化的不斷深入，人口年齡結構對居民消費率的負向影響將逐漸減小，最終由負變為正。就東部而言，少兒撫養系數對居民消費需求的促進影響會隨著市場化程度的不斷完善而不斷加強。

五、結論及政策建議

(一)相關結論本文使用1998－2010年中國省級面板數據，實證考察了人口年齡結構變動對居民消費需求的影響。實證結果發現，少兒撫養系數對居民消費需求有顯著負向影響，雖然這一結論與傳統的LCH不一致，但卻與現階段中國的實際情況很吻合。在加入市場化程度與人口年齡結構變量的交乘項后，由于該交乘項的系數顯著為正，說明隨著市場化改革的不斷深入，少兒撫養系數對消費需求的負向影響會逐漸減少，最終會轉變為正向影響。隨后的分地區討論進一步證實了該結論。老年撫養系數對居民消費需求的影響也顯著為負，由于老年撫養系數與市場化程度變量的交乘項顯著為正，說明老年撫養系數對消費率的負向影響也會隨著市場化進程而不斷減少，最終與LCH達成一致。值得注意的是，在樣本區間內，老年撫養系數的增加可以解釋居民消費率實際下降幅度的16.3%。因此，老年人口比例的上升可能是現階段中國居民消費不足的重要原因之一。

(二)政策建議改革開放特別是進入21世紀以來，中國人口年齡結構發生了巨大的變化。一方面，由于計劃生育政策還未完全放開，加之小孩撫養成本上漲幅度較大，少兒撫養系數正逐年降低，截至2012年底，少兒撫養系數已降至22.2%。另一方面，老齡化趨勢逐漸凸顯。據《中國老齡事業發展報告(2013)》統計，截止到2012年底，中國老年人口數量已達1．94億，占全國總人口的14．3%。這兩方面的變化表明中國正逐漸進入老齡化社會。因此，中國政府應該將經濟增長和社會保障體制改革結合起來，促進消費增長，并對經濟增長形成新的拉動。基于此，本文提出如下政策建議:第一，市場化程度的不斷提高不僅可以直接促進居民消費的需求，而且還會間接改變人口年齡結構對居民消費率的影響。因此，繼續深化市場化改革是解決內需不足，促進消費的有效途徑之一。具體而言，各級政府應繼續深化市場化改革，不斷完善各種社會保障體系，真正做到“學有所教、病有所醫、老有所養”，使人們敢于并且愿意消費，從而刺激社會消費需求，解決內需不足等問題。第二，過高的撫養成本使得每個家庭需要拿出較大部分收入用于小孩的教育醫療等方面，雖然整體消費率有所上升，但高額的撫養成本擠占了家庭其他方面的消費需求。雖然中國目前大部分地區已實行了九年義務教育，但是大學及以上階段的學費仍然較高。因此，政府相關部門也應該規范高等教育階段學校的收費行為，建立起公平合理的收費制度，把教育成本控制在廣大家庭特別是農民家庭能夠承受的范圍之內。第三，隨著醫療條件的提高以及社會保障體系的不斷完善，中國老年撫養系數將繼續上升。為降低家庭養老的風險，各級政府應不斷完善醫療保險體系，繼續擴大新型社會養老保險的覆蓋范圍，切實減輕家庭養老負擔。此外，政府還應該逐步消除城鄉醫療服務的差別以及養老保險制度中的不公平現象，在此基礎上進一步完善新型農村合作醫療制度。

作者：郝君富李心愉單位：對外經濟貿易大學保險經濟學院教師北京大學經濟學院教授