市场化改革与居民消费论文范文

一、文献评述

关于人口年龄结构对消费需求的影响，国外许多学者对其进行过研究，国内学者相对较晚，近几年才开始关注这一领域。本文将从理论和实证两个方面综述该领域的文献。1．人口年龄结构与消费需求关系的理论研究现有研究表明，首先，人口年龄结构可以通过微观机制影响居民消费的需求。Modigliani和Brumberg(1954)提出的生命周期假说(Life－cycleHypothesis，简称LCH)③是最早研究人口年龄结构与消费需求关系的理论模型。该假说指出，代表性个人将根据不同年龄阶段的消费需求分配收入，以期获得最大效用。他们认为，当一个国家的劳动人口比例上升时，该国的储蓄率会相应上升，因而，消费率会下降。家庭储蓄需求模型(HouseholdSavingDemandModel，简称HSDM)则从储蓄与孩子之间存在相互替代关系的角度分析了人口年龄结构对居民消费需求的影响(Neher，1971)④。此外，Becker(1981)也曾提出小孩的质量和数量之间可能存在一种替代关系，即当家庭小孩数量减少时，父母倾向于增加小孩的人力资本投资以此提高孩子的“质量”，因此家庭消费会受到一定影响⑤。其次，人口年龄结构也可以通过宏观机制影响居民消费需求(HockandWeil，2012)⑥。2．人口年龄结构与消费需求关系的实证研究国外很多学者都曾利用中国数据实证考察过人口年龄结构对居民消费率的影响。比如，利用中国1953－2000年时间序列数据，Modigliani和Cao(2004)实证发现，抚养系数、消费率和经济增长率之间存在显著的协整关系⑦。利用动态面板GMM方法，Horioka和Wan(2006)对中国1995－2004年家庭面板数据进行了研究，实证发现抚养系数对消费率没有显著影响。此外，国内学者也对此做过一些类似的实证研究。比如，付波航等(2013)利用1989－2010年中国省级面板数据，实证研究发现少儿抚养比下降和人口老龄化趋势都是居民消费需求不足的重要原因⑧。不难发现，几乎所有理论研究都证实了人口年龄结构会影响居民消费率，但实证研究却没有给出一致结论，而且几乎没有学者考察市场化因素。本文认为人口年龄结构不仅影响中国居民消费需求，而且该影响还可能随着市场经济的不断完善而发生变化。一方面，随着市场化改革，原来由国有企业和政府所承担的社会负担有所减少，导致家庭抚养小孩及养老的成本大幅增加，所以家庭倾向于减少当前消费;另一方面，社会保障体系又会在市场化进程中不断完善，这在一定程度上将会减少小孩的抚养成本以及养老费用。那在现实经济中，这两股相反的力量到底孰大孰小呢?为了回答这一问题，本文将利用1998－2010年中国省级面板数据，实证分析人口年龄结构变动对居民消费需求的影响，以及该影响是否随着市场化不断深入而发生变化。本文可能的贡献包括以下三个方面:第一，本文拟构建一个理论模型用以分析人口年龄结构与居民消费需求之间的关系，为随后的实证模型提供了理论保障;第二，本文加入人口年龄结构与市场化程度变量的交乘项，用以考察人口年龄结构对消费率影响的变化趋势;第三，本文使用中国省级面板数据，并利用一步系统GMM估计方法修正模型的内生性以及自相关等问题，使回归结果更加准确。

二、人口年龄结构与消费需求的理论模型

(一)模型的基本假定1．假定人口增长服从新老更替规律，人口增长率用n表示。2．假定代表性个人可生存三期，具体而言，在t期，有Lt(1+n)个小孩处于其生命的第1期，Lt个年轻人处于其生命的第2期，Lt/(1+n)个老年人处于其生命的第3期。3．假定代表性个人在年轻时提供1单位劳动，并将其收入所得用于以下五个方面的支出:消费支出、储蓄、抚养小孩的支出、缴纳社会保障基金以及赡养老人的支出。该代表性个人小孩时期的消费来自上一期年轻人的抚养支出，当他变为老年人后，其消费主要来自上期储蓄和利息、养老金以及年轻人的赡养费用。4．假定代表性个人的效用函数为相对风险规避系数不变的形式。

(二)模型的目标函数和约束条件基于上述假定，代表性个人一生的效用总和可表示如下。其中，θ为任意两时点的消费之间的替代弹性的倒数，ρ为效用贴现率，大于－1是为了保证第2期消费的权数为正。根据上述假定，可以写出代表性个人的预算约束条件。在t期，代表性个人年轻时的预算约束线可表示如下。其中，wt为代表性个人t期的劳动收入，st为t期的储蓄额。b表示t期年轻人抚养小孩的支出占收入的比例(0＜b＜1)，在此，b可视为少儿抚养系数。a表示收入中投入到社会保障基金的比例(0＜a＜1)。d表示代表性个人的赡养费用占收入的比例(0＜d＜1)，在此，d可以视为老年抚养系数。(6)式表明，代表性个人老年时期与年轻时期的消费比例由多个因素决定，主要包括收入中投入到社会保障的份额、人口增长率、年轻人抚养费用和赡养费用占收入的比例及贴现因子共同决定的。(6)式在理论上可以说明人口年龄结构的变化确实会对代表性个人的消费需求产生影响。首先，分析少儿抚养系数b如何影响代表性个人一生的消费总需求。假定其他系数均保持不变，当少儿抚养系数b下降时，根据(3)式，c1t－1将降低;根据(4)式，c3t+1将保持不变;根据(6)式，c2t将降低。因此，代表性个人的三期消费总和(c1t－1+c2t+c3t+1)将降低。其次，分析老年抚养系数d如何影响代表性个人一生的消费总需求。假定其他系数均保持不变，当老年抚养系数d下降时，根据(3)式，c1t－1将保持不变;根据(4)式，c3t+1将下降;根据(6)式，c2t将降低。因此代表性个人的三期消费总和(c1t－1+c2t+c3t+1)将降低。不难看出，人口年龄结构确实在理论上会影响居民的消费需求，但在实际经济生活中，人口年龄结构变动是否影响居民的消费需求———特别是在市场经济不断完善的过程中，这些影响是否会发生变化———还需要我们利用宏观经济数据进行实证研究。

三、模型设定和数据描述

(一)模型设定基于上述理论模型，本文构建实证模型，具体形式如下。其中，下标i代表地区维度，t代表时间维度，ui为不可观测的地区异质性，λt为时间效应，εit表示模型的随机误差项。Cit为被解释变量，表示各省(市/区)的居民消费率，本文用各省(市/区)的居民消费总支出占按支出法计算的地区GDP的比值表示。D为人口年龄结构变量。根据以往文献(李文星等，2008)⑨，本文也选取少儿抚养系数(YD)和老年抚养系数(OD)作为人口年龄结构变量的指标，其定义详见表1。MAR为市场化程度变量。经过改革开放三十多年的发展，中国整体的市场化程度越来越高，但是每个省(市/区)的市场化程度则层次不齐。东部沿海地区市场经济最为发达，中部次之，西部则最落后。本文正是利用每个省(市/区)市场化程度不同这一特征来考察市场化进程中人口年龄结构对消费率的影响是否发生了变化。具体而言，本文将构造人口年龄结构变量与市场化程度变量的交乘项，并考察其符号和显著性。从以往的实证研究来看，大部分学者选用各地区非国有部门从业人数占该地区总从业人数的比重衡量，但这一指标比较片面，无法准确衡量市场化进程。本文将参考樊纲等编著的《中国市场化指数———各地区市场化相对进程2011年报告》。这一报告主要从五个方面出发对市场化程度进行测量，然后将它们综合成一个市场化程度指数。某地区的该指数数值越大说明该地区市场化经济越发达，其市场化程度也就越高。由于该报告中没有2010年的数据，本文将用2009年的指数近似代替，因为就某一地区而言，市场化程度在短时间内不可能有太大变化。X为模型的解释变量。其中，Y表示实际收入水平，用经过价格调整后的人均GDP进行衡量。但Modigliani和Cao(2004)指出，实际收入的增长率也可能影响居民消费率，所以我们在模型中还加入人均实际GDP的增长率(y)。R表示实际利率，通过名义利率减去通货膨胀率计算得到，用以考察消费者的跨期消费行为。Ct－1为滞后一期的居民消费率。当人们面对收入波动时，他们倾向于平滑消费，所以当期消费可能与上期消费存在一定关系，这种消费习惯的连续性通常被称为消费的“棘轮效应”。GINI表示城乡收入差距，本文用城市和农村家庭人均收入的比值近似衡量。INF表示通货膨胀率，用以考察价格波动变化对居民消费需求的影响。EDU衡量教育程度，用以考察教育水平对居民消费需求的影响。表1报告了上述所有回归变量的统计性描述。将上述所有变量带入(7)式，可得到如下回归模型。

(二)数据描述本文将选取1998－2010年中国省级面板数据进行随后的回归分析，由于西藏数据不全，故将其省去，所以样本数据仅包含30个省(市/区)。选择这一样本区间主要有以下三个方面的原因。第一，自1998年起，中国居民消费率开始迅速持续下降，而在1988年之前，消费率的变化幅度不是很大。第二，樊纲等人的研究报告只估算了1997－2009年间中国各地区的市场化程度指数。第三，在1990年以前，各省市的抚养系数缺失严重，而且抚养系数尤其是少儿抚养系数在1998年之前变化幅度不是很大。关于数据来源，抚养系数来自《中国人口统计年鉴》(1999－2011年)，其他宏观经济变量则主要来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》(1999－2011年)以及中经网统计数据库。

四、实证分析结果

(一)人口年龄结构、市场化程度与居民消费需求考虑到本文的数据特征，我们将使用动态面板GMM方法进行回归模型。该方法可以有效地控制内生性以及解决遗漏变量等问题(李文星等，2008)。由于GMM两步估计法得到的标准差可能存在向下偏倚，而且估计量的近似渐进分布存在有偏等问题，所以本文将使用一步GMM估计方法进行回归分析。更进一步，本文将使用一步系统GMM估计方法，因为相对于一步差分GMM估计方法，前者利用了更多的信息，因而估计结果更加有效。回归结果详见表2。值得注意的是，该有效性存在一个前提假设，即一步系统GMM估计方法下新增的工具变量是联合有效的。根据表2的结果，所有模型中的Sargan统计量的P值都至少大于0．96，说明我们无法拒绝新增工具变量联合有效的原假设，因此本文的数据适合使用一步系统GMM估计方法。在表2中，模型(1)没有包含市场化程度变量以及它与抚养系数的交乘项。根据回归结果，少儿抚养系数对居民消费需求有显著的负向影响，老年抚养系数虽然为负，但不是很显著。为进一步考察这些负向影响是否会随着市场化的不断深入而发生改变，我们在模型中加入市场化程度变量和人口年龄结构变量的交乘项，回归结果详见模型(2)。下面，本文以模型(2)为研究对象分析讨论各变量回归系数的含义。1．少儿抚养系数(YD)。根据模型(2)的回归结果，少儿抚养系数的回归系数依然显著为负，即少儿抚养系数下降1个百分点将导致居民消费率增加0．27个百分点。这一结论不仅与本文的理论推导相反，而且与传统的LCH不一致。但就中国的实际情况而言，这二者呈负相关关系是完全有可能的。随着经济社会的不断发展，人们逐渐意识到教育对子女的重要性，父母大多希望自己的小孩通过知识积累考上大学并获得一份稳定的工作。随着计划生育政策的继续实施，每个家庭的小孩数量有所减少，因此父母开始重视小孩的“质量”。加之高校扩招导致学历严重贬值，小孩也需要获得更高的学历才能找到较好的工作，这也无形中加大了小孩人力资本的投入。在这一背景下，父母倾向于减少家庭其他方面的开支，而进一步增加子女的教育支出，如果这部分增加的教育支出超过了因孩子数量减少及其他方面支出减少而增加的储蓄，则少儿抚养系数的下降就会增加居民的消费需求。因此，本文的回归结果基本上符合当前的国情。值得注意的是，在1998－2010年期间，中国少儿抚养系数实际上是呈下降趋势，即从1998年的38%下降至2010年的22．3%。这一现象说明少儿抚养系数的变动可能不是居民消费不足的真正原因。2．老年抚养系数(OD)。在模型(2)中，老年抚养系数的回归系数依然为负，但显著得到改善，具体而言，老年抚养系数上升1个百分点会导致居民消费率减少1．26个百分点。就目前中国而言，社会保障体系尚未完善，“家庭养老”现象在大部分地区依然存在，老年人的生活及医疗等多方面的需求仍然主要依靠子女来满足。不过，随着医疗等费用的增加以及子女数量的减少，“家庭养老”的风险变得越来越大。因此，家庭倾向于将部分收入储存起来，所以当前消费会减少。由于在样本区间内，老年抚养系数是不断增加的，从1998年的9．9%增加至2010的11．9%，所以它是导致居民增加储蓄减少当期消费的重要原因之一。3．市场化程度(MAR)。首先，根据模型(2)，市场化程度的回归系数显著为正，说明市场化程度的提高会促进居民的消费需求。市场化程度越高在一定程度上意味着社会保障体系越完善，因此人们愿意而且敢于消费。在高度发达的市场经济国家，人们不仅很少储蓄，而且经常超前消费，因此消费率非常高。可以预见，随着社会主义市场经济的不断完善，人们的消费欲望会逐渐增强，因而消费需求会随之增加。其次，市场化程度与少儿抚养系数的交乘项显著为正，说明少儿抚养系数对消费率的负向影响会随着市场化进程而不断减少。LCH认为少儿抚养系数与消费率呈正相关关系，这主要是因为LCH是基于发达市场经济国家的数据得出的结论，而本文使用的数据则来自市场经济不发达的中国。随着中国社会主义市场经济的不断完善，市场化程度必将提高，因此少儿抚养系数对消费率的负向影响会逐渐减少，最终由负变为正，换句话说，当市场经济发展到一定程度后，本文的实证结论将与LCH达成一致。最后，市场化程度变量与老年抚养系数的交乘项也显著为正，这说明老年抚养系数对消费率的负向影响也会随着市场化进程而不断减少，即当市场经济发展到一定程度后，该负向影响最终会变为正向影响，从而与LCH达成一致。值得注意的是，在样本区间内，老年抚养系数从1998年的9．9%上升到2010年的11．9%，因而老年抚养系数上升导致居民消费率下降2．17个百分点⑩。而在该样本区间内，中国居民消费率的实际下降为13．3个百分点，即老年抚养系数的上升可解释居民消费率下降幅度的16.3%。因此，本文认为老年人口比例的上升可能是现阶段中国居民消费不足的重要原因之一。4．其他控制变量。本文发现，滞后一期的消费率、实际收入增长率、收入差距以及市场化程度对居民消费率有显著影响，但其他控制变量，如居民实际收入的对数、实际利率、通货膨胀率以及受教育程度等都对居民消费需求没有显著影响。

(二)分地区讨论中国各经济区域市场经济发展程度不尽相同，那么人口年龄结构变动对居民消费率的影响是否存在地区性差异呢?为了回答这一问题，本文将样本分成东、中、西三个子样本重新回归模型。回归结果详见表2中的模型(3)－(5)。首先，就东部而言，少儿抚养系数对居民消费需求有显著的正向影响。东部沿海地区市场化程度较高，与其相配套的社会福利保障体系也更为完善，这些省份的居民不需要过度储蓄以防未来之需。不过，东部地区的老年抚养系数对居民消费需求依然有显著的负向影响。正如前面分析的那样，老年抚养系数对消费率的负向影响将长期存在，即使是东部沿海地区也不例外。其次，就中西部而言，少儿和老年抚养系数都显著为负。中西部的市场化程度相对较低，各种配套的社会福利体系还需进一步完善，在这种情况下，抚养小孩及老人的成本还主要由家庭内部承担。因此，当家庭中小孩或老人的数量增加时，家庭倾向于减少当期消费以备不时之需。再次，市场化程度的回归系数在三个地区都显著为正，不过中部样本的该系数最大，西部次之，而东部最小。东部地区市场经济已较为发达，市场化程度上升空间较小，因而其对消费率的影响也较小。而西部地区市场经济才刚刚起步，上升空间虽然很大，但由于缺乏与之相配套的基础设施，市场经济发展相对缓慢，因而市场化程度对居民消费需求的影响也较小。中部作为促进中国经济增长的重要一环，其市场化已达到一定程度，与之相配套的各种社会福利保障也在逐步完善，因而市场化程度对消费率的影响最大。最后，在模型(3)－(5)中，市场化程度与抚养系数的交乘项基本上都显著为正。就中西部而言，随着市场化的不断深入，人口年龄结构对居民消费率的负向影响将逐渐减小，最终由负变为正。就东部而言，少儿抚养系数对居民消费需求的促进影响会随着市场化程度的不断完善而不断加强。

五、结论及政策建议

(一)相关结论本文使用1998－2010年中国省级面板数据，实证考察了人口年龄结构变动对居民消费需求的影响。实证结果发现，少儿抚养系数对居民消费需求有显著负向影响，虽然这一结论与传统的LCH不一致，但却与现阶段中国的实际情况很吻合。在加入市场化程度与人口年龄结构变量的交乘项后，由于该交乘项的系数显著为正，说明随着市场化改革的不断深入，少儿抚养系数对消费需求的负向影响会逐渐减少，最终会转变为正向影响。随后的分地区讨论进一步证实了该结论。老年抚养系数对居民消费需求的影响也显著为负，由于老年抚养系数与市场化程度变量的交乘项显著为正，说明老年抚养系数对消费率的负向影响也会随着市场化进程而不断减少，最终与LCH达成一致。值得注意的是，在样本区间内，老年抚养系数的增加可以解释居民消费率实际下降幅度的16.3%。因此，老年人口比例的上升可能是现阶段中国居民消费不足的重要原因之一。

(二)政策建议改革开放特别是进入21世纪以来，中国人口年龄结构发生了巨大的变化。一方面，由于计划生育政策还未完全放开，加之小孩抚养成本上涨幅度较大，少儿抚养系数正逐年降低，截至2012年底，少儿抚养系数已降至22.2%。另一方面，老龄化趋势逐渐凸显。据《中国老龄事业发展报告(2013)》统计，截止到2012年底，中国老年人口数量已达1．94亿，占全国总人口的14．3%。这两方面的变化表明中国正逐渐进入老龄化社会。因此，中国政府应该将经济增长和社会保障体制改革结合起来，促进消费增长，并对经济增长形成新的拉动。基于此，本文提出如下政策建议:第一，市场化程度的不断提高不仅可以直接促进居民消费的需求，而且还会间接改变人口年龄结构对居民消费率的影响。因此，继续深化市场化改革是解决内需不足，促进消费的有效途径之一。具体而言，各级政府应继续深化市场化改革，不断完善各种社会保障体系，真正做到“学有所教、病有所医、老有所养”，使人们敢于并且愿意消费，从而刺激社会消费需求，解决内需不足等问题。第二，过高的抚养成本使得每个家庭需要拿出较大部分收入用于小孩的教育医疗等方面，虽然整体消费率有所上升，但高额的抚养成本挤占了家庭其他方面的消费需求。虽然中国目前大部分地区已实行了九年义务教育，但是大学及以上阶段的学费仍然较高。因此，政府相关部门也应该规范高等教育阶段学校的收费行为，建立起公平合理的收费制度，把教育成本控制在广大家庭特别是农民家庭能够承受的范围之内。第三，随着医疗条件的提高以及社会保障体系的不断完善，中国老年抚养系数将继续上升。为降低家庭养老的风险，各级政府应不断完善医疗保险体系，继续扩大新型社会养老保险的覆盖范围，切实减轻家庭养老负担。此外，政府还应该逐步消除城乡医疗服务的差别以及养老保险制度中的不公平现象，在此基础上进一步完善新型农村合作医疗制度。

作者：郝君富李心愉单位：对外经济贸易大学保险经济学院教师北京大学经济学院教授