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    儲蓄率居高的城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)影響的差異分析

    2015-05-30 10:48:04瞿凌云
    金融發(fā)展研究 2015年9期
    關(guān)鍵詞:儲蓄率

    瞿凌云

    摘 要:我國經(jīng)濟(jì)不平衡的一個突出特點(diǎn)是高儲蓄率。提升消費(fèi)動力有助于我國經(jīng)濟(jì)在穩(wěn)定和可持續(xù)的基礎(chǔ)上轉(zhuǎn)入新常態(tài)。本文以生命周期理論為研究基礎(chǔ),動態(tài)求解居民邊際消費(fèi)傾向,分城鄉(xiāng)研究了居民收入的波動和人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對其的影響特點(diǎn)。研究結(jié)論表明:城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為具有較強(qiáng)的慣性,而農(nóng)村居民消費(fèi)水平則依據(jù)收入波動而呈現(xiàn)較高彈性。人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響也是不一樣的,農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律。在生育率不斷下降情況下,農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費(fèi)而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。較完善的社保體制導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老儲蓄動機(jī)較小;由于子女質(zhì)量與數(shù)量的替代效應(yīng)存在,城鎮(zhèn)居民表現(xiàn)出較強(qiáng)的教育儲蓄動機(jī)和饋贈儲蓄動機(jī)。

    關(guān)鍵詞:儲蓄率;邊際消費(fèi)傾向;人口年齡結(jié)構(gòu);收入波動

    中圖分類號:F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1674-2265(2015)09-0029-07

    當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)處于“結(jié)構(gòu)性減速”階段,內(nèi)需是經(jīng)濟(jì)增長不可忽略的一個動力因素。大量文獻(xiàn)研究表明在社保體系還未完全建立的情況下,人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變使得居民未來支出和收入不確定,導(dǎo)致居民養(yǎng)老、疾病、子女教育及住房購買等預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng),造成我國現(xiàn)階段消費(fèi)不足(龍志、周浩明,2000;羅楚亮,2004)。國外學(xué)者也關(guān)注到了我國高儲蓄率的本質(zhì)。IMF(2009)認(rèn)為對未來支出的不確定性是我國居民高儲蓄的根源。馬和王(Guonan Ma和Wang Yi,2010)認(rèn)為低生育率水平下,老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比的轉(zhuǎn)變對我國的高儲蓄起到了重要作用。

    綜合文獻(xiàn)研究,許多學(xué)者將人口結(jié)構(gòu)作為自變量引入,采用不同方法研究了人口年齡結(jié)構(gòu)變化對消費(fèi)水平的影響,但結(jié)論并不一致(王萍,2013;徐升艷、趙剛、夏海勇,2013;烏拉爾·沙爾賽開、鄧力源,2014;申秋紅,2013)。莫迪利亞尼和布倫伯格(Modigliani和Brumberg,1954)的生命周期假說理論認(rèn)為不同年齡段的人具有不同的消費(fèi)特征,即邊際消費(fèi)傾向在人生歷程中是具有時變性特點(diǎn)的,年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變真正影響了個人的邊際消費(fèi)傾向。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上,充分考慮中國城鄉(xiāng)迥異的養(yǎng)老保險體制、教育支出及房價對城鄉(xiāng)居民的影響差異,并結(jié)合邊際消費(fèi)傾向時變性特點(diǎn)及收入波動的“棘輪效應(yīng)”來分析人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與居民邊際消費(fèi)傾向的數(shù)量關(guān)系。

    一、理論綜述

    人口年齡結(jié)構(gòu)變化對居民消費(fèi)或儲蓄的影響主要有微觀和宏觀兩種機(jī)制。莫迪利亞尼的生命周期理論是從微觀消費(fèi)者的角度出發(fā)來分析微觀行為的宏觀經(jīng)濟(jì)效果,從而使宏觀分析有了一個更堅實的微觀基礎(chǔ)。

    (一)微觀機(jī)制影響理論

    莫迪利亞尼和布倫伯格(1954)的生命周期假說(Life Cycle Hypothesis,簡稱LCH)認(rèn)為,消費(fèi)者為取得跨期效用最大化,通常會將一生的預(yù)期收入在不同年齡段進(jìn)行最優(yōu)配置。勞動人口的收入除了自身消費(fèi)外,還需撫養(yǎng)下一代,并儲蓄一部分用于退休后的生活。勞動人口往往是正儲蓄,兒童和老齡人口則為負(fù)儲蓄。所以勞動人口比重上升意味著總儲蓄率上升;反之,當(dāng)少兒和老齡人口比重上升意味著總儲蓄率會下降。就我國情況來說,老齡人口通常會遺贈一些財產(chǎn)給后代,同時還會保留一定財產(chǎn)以應(yīng)付意外支出,因此遺贈動機(jī)和謹(jǐn)慎動機(jī)會抵消一部分因老齡人口比重上升而引起的總儲蓄率下降的影響,而在LCH中未考慮這些影響因素。

    另一個微觀機(jī)制模型是薩謬爾森(Samuelson,(1958)和內(nèi)爾(Neher,1971)提出的家庭儲蓄需求模型(Household Saving Demand Model,簡稱HSDM)。在此模型中子女是作為儲蓄的替代物,家庭子女?dāng)?shù)較多時,以養(yǎng)老為目的家庭儲蓄相應(yīng)減少;家庭子女?dāng)?shù)較少時,家庭養(yǎng)老儲蓄相應(yīng)較高。與此模型類似的觀點(diǎn)認(rèn)為,家庭孩子數(shù)量與質(zhì)量之間存在替代關(guān)系:家庭孩子數(shù)量與孩子的人力資本投資存在此消彼長的負(fù)向影響機(jī)制(貝克爾,1981)。

    (二)宏觀機(jī)制影響理論

    從宏觀機(jī)制上講,人口年齡結(jié)構(gòu)變化也會影響居民消費(fèi)率(卡特勒,1990; 霍克和 韋伊,2006;韋伊,1999)。比如,當(dāng)勞動人口呈下降趨勢時,如果社會人均資本存量不變,由于勞動人口減少而節(jié)省的資本投資可以轉(zhuǎn)化為消費(fèi),從而使人均消費(fèi)水平上升;生育水平的下降往往伴隨老齡人口比重上升。由于人口的強(qiáng)慣性特征,所以后者上升的程度通常小于前者下降的程度,如果少兒人口比重下降引起的消費(fèi)增加大于老齡人口比重上升引起的消費(fèi)減少,則人均消費(fèi)水平也會上升,反之則下降。

    上述微觀和宏觀理論表明,人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)的影響是不同甚至還是相反的。因此,人口年齡結(jié)構(gòu)變化究竟如何影響消費(fèi)并沒有確定的答案,需要對實際問題進(jìn)行實證分析。

    二、居民消費(fèi)與人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變特征分析

    從國際經(jīng)驗來看,發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家人口年齡結(jié)構(gòu)有很大區(qū)別。發(fā)達(dá)國家早在20世紀(jì)50年代就進(jìn)入老齡社會,目前發(fā)達(dá)國家的老齡人口比例已經(jīng)超過了14%。預(yù)計到21世紀(jì)50年代,老齡人口比例將上升到26%,少兒人口比例下降到不足17%,形成倒金字塔狀態(tài)。發(fā)展中國家則是另一幅圖景,不含我國在內(nèi)的發(fā)展中國家目前的老年人口比例還不足5%,預(yù)計到2025年左右,老年人口比例才超過7%。我國作為發(fā)展中國家,人口年齡結(jié)構(gòu)有與眾不同的特點(diǎn)。我國在2000年就進(jìn)入了人口老齡化社會(老齡人口比重超過了7%),且呈不斷加劇狀態(tài)。我國的老齡化程度介于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間,但是居民消費(fèi)率卻既低于發(fā)達(dá)國家,又低于發(fā)展中國家。

    (一)居民消費(fèi)率現(xiàn)狀分析

    世界銀行發(fā)布的《世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫》的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明:20世紀(jì)70年代以來,世界不同收入水平國家的最終消費(fèi)率在73%—80%之間變化。世界平均最終消費(fèi)率一般在75%—79%的區(qū)間內(nèi)小幅波動,低收入國家最終消費(fèi)率一般維持在80%的水平上。我國的最終消費(fèi)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平,且二者差距還在不斷擴(kuò)大。我國的最終消費(fèi)增長率長期低于GDP增長率,這與世界普遍趨勢不符,世界上大多數(shù)國家的最終消費(fèi)增長率高于GDP增長率。由此表明,我國與世界其他國家在消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)增速的關(guān)系上具有明顯差異。

    國際貨幣基金組織此前公布數(shù)據(jù)顯示:我國的國民儲蓄率從20世紀(jì)70年代至今一直居世界前列。20世紀(jì)90年代初居民儲蓄占國民生產(chǎn)總值的35%以上,到2005年我國儲蓄率更是高達(dá)51%,而全球平均儲蓄率僅為19.7%。2014年我國人均儲蓄額度高于美國2—3倍,儲蓄率在全世界排名第一,人均儲蓄超過1萬元。

    (二)居民儲蓄率與人口轉(zhuǎn)變關(guān)系現(xiàn)狀分析

    從20世紀(jì)70年代末開始,我國實行改革開放政策,由此促使經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。幾乎同時實施的計劃生育政策,也推動了我國人口結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)型。表1數(shù)據(jù)顯示:總撫養(yǎng)比的下降主要是由于少兒撫養(yǎng)比下降造成的,而老齡撫養(yǎng)比則呈加速上升趨勢。我們還發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的撫養(yǎng)系數(shù)下降與儲蓄率的上升似乎是同步的。進(jìn)一步將總撫養(yǎng)比分為少兒撫養(yǎng)比和老齡撫養(yǎng)比來看,少兒撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈顯著負(fù)相關(guān),而老齡撫養(yǎng)比與居民儲蓄率呈正相關(guān)。因此少兒撫養(yǎng)比的下降與老齡撫養(yǎng)比的上升可能造就了居民儲蓄率的上升,而導(dǎo)致了消費(fèi)率的下降。

    三、居民消費(fèi)影響因素的實證研究

    根據(jù)上述生命周期理論及居民消費(fèi)特點(diǎn),本文采用狀態(tài)空間模型量化求解居民邊際消費(fèi)傾向的時變性,然后根據(jù)收入波動分析居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”,并用條件異方差反映居民收入的波動性,最后采用多元回歸模型對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

    (一)邊際消費(fèi)傾向的狀態(tài)空間模型分析

    1. 狀態(tài)空間模型介紹。由于時變性,邊際消費(fèi)傾向往往是一種不可觀察的變量,正是這種不可觀測變量反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的真實狀態(tài),所以被稱為狀態(tài)向量。通常用UC模型(Unobservable Component Model)來表示含有不可觀測變量的模型,UC模型無法通過常規(guī)回歸方程式來估計,而是采用狀態(tài)空間模型(State Space Model)來擬合。因為狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量(狀態(tài)變量)并入可觀測模型,與可觀測變量一起得到估計結(jié)果。狀態(tài)空間模型采用卡爾曼濾波(Kalman filter)①來估計參數(shù),它是一種迭代算法,使得估計更精確。狀態(tài)空間模型定義如下:

    設(shè)[yt]是[k×1]維可觀測向量,包含[k]個經(jīng)濟(jì)變量。[αt]是與這些經(jīng)濟(jì)變量有關(guān)的[m×1]維向量,稱為狀態(tài)向量。其中“信號方程”(signal equation)或稱為“量測方程”(measurement equation)即為:

    [yt=Ztαt+dt+μt], [t=1,2,…,T] (1)

    其中,T為樣本長度;[Zt]表示[k×m]矩陣;[dt]、[μt]表示[k×1]向量,且[E(ut)=0,Var(ut)=Ht,cov(ut-1,ut)=0]。

    一般地,[αt]的元素不可觀測,但是可以表示為一階馬爾科夫(Markov)過程。即定義為狀態(tài)方程(state equation)或轉(zhuǎn)移方程(transition equation):

    [αt=Ttαt-1+ct+Rtεt],[t=1,2,…,T] (2)

    其中,[Tt]是[m×m]矩陣;[ct]是[m×1]向量;[Rt]是[m×g]矩陣;[εt]是[g×1]向量,且滿足[E(εt)=0,Var(εt)=Qt]。

    2. 數(shù)據(jù)說明及實證研究。根據(jù)跨期效用最大化理論,利率也是影響平均消費(fèi)傾向的重要因素。因此本文以我國1985—2012年城鄉(xiāng)的家庭人均總收入、人均消費(fèi)支出及利率數(shù)據(jù)來分析。消費(fèi)水平([cpt])以城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出來衡量,收入水平([yt])則以城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入來衡量。消費(fèi)水平及收入水平都以CPI指數(shù)折算為實際家庭人均總收入及消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。年利率水平以一年期定期存款基準(zhǔn)利率來衡量,本文以每年年初利率作為當(dāng)期利率水平,并折算為實際利率水平。其中,實際利率=名義利率-通貨膨脹率。

    根據(jù)以上經(jīng)濟(jì)理論及模型理論基礎(chǔ),建立如下狀態(tài)空間模型:

    量測方程:[cpt=c1+α1tyt+α2trt-1+εt] (3)

    狀態(tài)方程:[α1t=α1t-1+ν1tα2t=α2t-1] [εtνt?N00,σ2εggσ2ν]

    (4)

    其中,cp為實際消費(fèi);y為實際收入;r為實際利率;模型的方差[σ2ε]、[σ2ν]和協(xié)方差[g]由待估參數(shù)確定;隨機(jī)系數(shù)[α1t](邊際消費(fèi)傾向)被限制為參數(shù)的非負(fù)函數(shù)。

    采用OLS估計值作為未知參數(shù)的初始值,以回歸方程的殘差平方和作為方差(超參數(shù))的初始值,分城鄉(xiāng)對實際家庭人均收入與消費(fèi)支出進(jìn)行時變系數(shù)估計。由于居民消費(fèi)對利率變化不敏感,即利率變動在短期內(nèi)對消費(fèi)傾向的影響不顯著,故剔除該變量。狀態(tài)空間模型估計結(jié)果如表2,其中[sr1]、[sr1′]分別表示城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向均值。二者模型回歸結(jié)果顯示:模型在統(tǒng)計意義上具有高度顯著性。這說明居民邊際消費(fèi)傾向適合采用空間狀態(tài)模型進(jìn)行估計。根據(jù)模型可估算出城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向,時變參數(shù)[MPCr]、[MPCc]見圖2。

    從圖2可以看出城鄉(xiāng)居民的短期邊際消費(fèi)傾向的變化規(guī)律。對比來看,城鎮(zhèn)居民平均邊際消費(fèi)傾向(0.648)高于農(nóng)村居民(0.555),這主要是由于農(nóng)村地區(qū)社會保障制度相對不健全,而城鎮(zhèn)居民在遭遇失業(yè)或生病時,可以享受一定救濟(jì)金或醫(yī)療保險以化解風(fēng)險。農(nóng)村地區(qū)居民只能依靠自己的儲蓄,因此農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向低于城鎮(zhèn)。

    從二者變化趨勢來看,城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向呈下降趨勢,農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向呈上升趨勢。根據(jù)弗里德曼的持久收入假說,對于城鎮(zhèn)居民來說,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,住房、教育支出預(yù)期不確定性增強(qiáng),日常生活工作的風(fēng)險意識逐漸提高,因此傾向選擇較多儲蓄而非現(xiàn)期消費(fèi),以預(yù)防和滿足未來子女上學(xué)、養(yǎng)老及醫(yī)療等方面的支出。對于農(nóng)村居民來說,邊際消費(fèi)傾向中吃穿用項目占主要比例,其次份額較大的是交通通訊、居住、醫(yī)療消費(fèi)。按照通常消費(fèi)習(xí)慣,隨著收入水平的提高,農(nóng)戶吃穿用的邊際消費(fèi)傾向比例下降,交通通訊、醫(yī)療、文教娛樂及住房的邊際消費(fèi)傾向則會上升。因此,在收入相對較低的年代,我國農(nóng)村居民當(dāng)前的消費(fèi)主要是為滿足生存需要而進(jìn)行的消費(fèi)。隨著農(nóng)戶收入水平的提高,交通通訊消費(fèi)、文教娛樂消費(fèi)與醫(yī)療保健消費(fèi)開始得到關(guān)注,即邊際消費(fèi)傾向逐漸提高。但由于薄弱的農(nóng)村社會保障機(jī)制的存在,農(nóng)村居民的消費(fèi)動力總體不足。

    (二)居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”分析

    根據(jù)杜森貝利的相對收入理論,居民消費(fèi)不僅受到當(dāng)期收入的影響,還受過去收入的影響。通常的情況是,消費(fèi)水平容易隨收入的提高而提高,而不會隨收入的降低而降低,即居民消費(fèi)往往具有“棘輪效應(yīng)”。本文進(jìn)一步分析消費(fèi)行為的非對稱性,以了解收入波動對居民消費(fèi)水平的影響。

    1. 非對稱ARCH模型介紹。居民消費(fèi)行為對其收入上升和下降做出的反應(yīng)是非對稱的,這種非對稱性允許消費(fèi)者對收入上升所做出的反應(yīng)比收入下降更加迅速,因此被稱為“杠桿效應(yīng)”。ARCH模型的主要特點(diǎn)是擾動項[μt]的條件方差與[μt-1]有關(guān)。以ARCH(1)為例,ARCH(1)模型就表現(xiàn)為[μt]的條件方差([σ2t])依賴于[μ2t-1]。含有[k]個自變量的回歸模型形式為:

    [yt=γ0+γ1x1t+…+γkxkt+μt] (5)

    [μ2t]服從AR(1)過程(在[t-1]時刻的所有信息都確定的條件下):

    [μ2t=α0+α1μ2t-1+εt] (6)

    其中,[εt]是白噪聲序列,滿足[E(εt)=0],[E(εtετ)=λ2,t=τ0,t≠τ];[μt]的條件分布為:[μt?N[0,(α0+α1μ2t-1)]],即[μt]服從均值為0,方差為[α0+α1μ2t-1]的條件正態(tài)分布。可以看出[μt]的條件方差分兩部分組成:一個常數(shù)項和前一期關(guān)于變化量的信息,用前一時刻的擾動項的平方[μ2t-1]表示(ARCH(1)項)。ARCH模型根據(jù)條件方差設(shè)定形式不同,可以分為TARCH模型、EGARCH模型及PARCH模型。

    2. 居民消費(fèi)的非對稱效應(yīng)的實證分析。本文采用上述非對稱效應(yīng)的ARCH模型來分析我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的波動性。首先利用城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)水平數(shù)據(jù)對均值方程進(jìn)行最小二乘估計,然后檢驗其殘差序列是否具有ARCH效應(yīng)。按照AIC和SC準(zhǔn)則,并比較不同的估計效果,認(rèn)為采用EGARCH(1,0)模型較合適,殘差服從Normal(Gaussian)分布條件下的回歸模型如表3。

    其中,[cpr,t]、[cpc,t]分別表示t期城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)水平;[μt]表示誤差項;[σ2t]表示條件方差。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的回歸結(jié)果顯示:各個系數(shù)在5%的顯著性水平下具有統(tǒng)計意義,且殘差序列不再具有ARCH效應(yīng)。[μt-1σt-1]項的系數(shù)具有顯著性,說明建立EGARCH模型具有杠桿效應(yīng)。當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平增加(系統(tǒng)沖擊[μt]>0)時,維持[σ2t-1]不變,[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是(1.211+0.009)倍;當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平下降(系統(tǒng)沖擊[μt]<0)時,維持[σ2t-1]不變,[μ2t-1]對系統(tǒng)方差的影響是(1.211-0.009)倍。由此驗證了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有杜森貝利所提出的“棘輪效應(yīng)”。收入增長時,居民消費(fèi)水平也相應(yīng)增加;當(dāng)收入下降時,消費(fèi)者不會改變以前消費(fèi)習(xí)慣,可能通過動用儲蓄來維持現(xiàn)有的消費(fèi)水平,因此居民消費(fèi)水平下降幅度較弱,說明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平具有不可逆性。

    從農(nóng)村居民消費(fèi)水平的回歸結(jié)果可以看出:在5%的顯著性水平下,[μt-1σt-1]項的系數(shù)不顯著(10%的顯著性水平下顯著),即杠桿效應(yīng)不明顯。這主要是由農(nóng)村居民消費(fèi)謹(jǐn)慎性強(qiáng),且農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性差,所以當(dāng)農(nóng)村居民的收入水平降低,會相應(yīng)減少消費(fèi)支出,預(yù)留生產(chǎn)開支;當(dāng)收入水平升高時,出于對未來預(yù)期收入趨勢的不確定性考慮,仍會謹(jǐn)慎家庭消費(fèi)支出。所以收入水平的變化對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)的影響力大小不盡相同。

    用條件異方差序列[σ2t]衡量城鄉(xiāng)居民收入水平的波動性,為消除單位的影響,對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。即除以收入水平均值,得到標(biāo)準(zhǔn)化的衡量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平波動性的指標(biāo):[σr,Z=σcpr,t]、[σc,Z=σcpc,t]。

    (三)年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對邊際消費(fèi)傾向影響的實證分析

    根據(jù)上述分析,人口年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、收入水平的波動都會影響消費(fèi)行為。本文以城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)比([Rr,child]、[Rc,child])和老齡撫養(yǎng)比([Rr,old]、[Rc,old])作為衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo);以上述EGARCH模型所計算的標(biāo)準(zhǔn)化變異系數(shù)來衡量居民收入水平的波動性([σr,Z]、[σc,Z]);以上述狀態(tài)空間模型所計算的時變邊際消費(fèi)傾向([MPCr]、[MPCc])作為城鄉(xiāng)邊際消費(fèi)傾向的衡量指標(biāo),建立多元回歸模型來分析人口年齡結(jié)構(gòu)及收入變動對邊際消費(fèi)傾向的影響。

    本文以1985—2012年時間序列數(shù)據(jù)對變量進(jìn)行實證分析。首先對各時間序列取對數(shù),以減弱異方差的影響。農(nóng)村地區(qū)各序列對數(shù)表示為[LMPCc]、[LRc,child]、[LRc,old]、[Lσc,Z];城鎮(zhèn)地區(qū)各序列對數(shù)表示為:[LMPCr]、[LRr,child]、[LRr,old]、[Lσr,Z]。為消除虛假回歸的影響,分城鄉(xiāng)對上述各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗),檢驗結(jié)果見表4。由檢驗結(jié)果可知:在5%的置信水平下,零假設(shè)被拒絕,說明時間序列的一階差分為平穩(wěn)序列,即一階單整。由于OLS回歸模型的殘差序列存在偏相關(guān),故加入MA(1)項,回歸結(jié)果見表5。從回歸結(jié)果可以看出,模型擬合效果良好,MA(1)項系數(shù)顯著,且DW值與2接近,基本消除序列相關(guān)。

    表5結(jié)果顯示:在5%的置信水平下,少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向有負(fù)向影響。說明隨著少兒撫養(yǎng)比的降低,城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向會提高,這主要是由于生育率水平與人力資本投資的相互影響機(jī)制在城鎮(zhèn)地區(qū)已經(jīng)形成良性循環(huán)。隨著孩子數(shù)量的減少,人們會增加孩子質(zhì)量的投資,特別是孩子教育方面的投資。在家庭子女?dāng)?shù)較少的情況下,父母對子女的婚姻大事非常重視,年輕人盡管步入了勞動年齡人口階段(15—64歲),但是在結(jié)婚成家階段,大多需要來自父母輩的經(jīng)濟(jì)支持以買房安家。所以少兒撫養(yǎng)比降低,反而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向提高。然而,老齡撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向的影響不顯著。從回歸系數(shù)(-0.0374)的符號來看,為負(fù)向的影響。這是因為城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老保險及醫(yī)療保險機(jī)制相對較完善,所以養(yǎng)老儲蓄動機(jī)相對較弱,故回歸系數(shù)在5%的置信水平下不顯著。在5%的置信水平下,收入波動程度對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向有正向影響,但影響較弱(回歸系數(shù)為0.0093)。說明收入受到?jīng)_擊產(chǎn)生波動對城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向造成的影響比較微弱,城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為慣性較強(qiáng),即存在“棘輪效應(yīng)”。

    表5結(jié)果還顯示:在5%的顯著性水平下,農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比對居民邊際消費(fèi)傾向有正向的影響,與城鎮(zhèn)居民恰恰相反。說明在農(nóng)村地區(qū)隨著少兒撫養(yǎng)比的降低,居民的邊際消費(fèi)傾向會降低。這主要是由于農(nóng)村地區(qū)生育率水平下降與人力資本投資還未形成良性循環(huán),生育率下降未能積極有效促進(jìn)家庭人力資本投資,反而隨著家庭孩子數(shù)減少,消費(fèi)支出會降低,因此邊際消費(fèi)傾向減少。農(nóng)村老齡撫養(yǎng)比對居民的邊際消費(fèi)傾向有顯著的負(fù)向影響,說明農(nóng)村地區(qū)人們養(yǎng)老儲蓄動機(jī)十分強(qiáng)烈。隨著生育率的降低,家庭孩子數(shù)減少,靠子女養(yǎng)老的傳統(tǒng)保障也有所削弱,故農(nóng)村居民表現(xiàn)出十分強(qiáng)烈的養(yǎng)老儲蓄動機(jī)。在5%的置信水平下,收入波動程度對農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向有正向影響,且影響程度明顯高于城鎮(zhèn)地區(qū)(回歸系數(shù)=0.0371)。由此說明收入的波動性對農(nóng)村居民的影響要大于城鎮(zhèn)地區(qū),農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)水平的“棘輪效應(yīng)”較弱,邊際消費(fèi)傾向的彈性較高。

    四、結(jié)論及建議

    以上分析表明,人口結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響是不一樣的。理論上少兒人口和老齡人口比重高,相應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向應(yīng)該高。以上模型分析表明農(nóng)村居民滿足理論規(guī)律,在生育率不斷下降情況下,農(nóng)村社保體制尚不完善,農(nóng)民傾向于降低當(dāng)期消費(fèi)而提高儲蓄以應(yīng)付養(yǎng)老。然而城鎮(zhèn)地區(qū)情況卻不一樣,由于社保體制較完善,所以老齡撫養(yǎng)比提高對養(yǎng)老儲蓄動機(jī)的影響較小,而隨著少兒撫養(yǎng)比減少,城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向會提高。同時城鎮(zhèn)居民消費(fèi)滿足相對收入理論,其消費(fèi)行為表現(xiàn)出明顯的消費(fèi)慣性,其消費(fèi)水平易隨收入的提高而提高,而不易隨收入降低而下降,但是農(nóng)村居民消費(fèi)慣性較弱。

    (一)建立可持續(xù)發(fā)展的養(yǎng)老保障體制

    經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率上升的貢獻(xiàn)率隨著人口老齡化的加劇而被強(qiáng)化。隨著少兒撫養(yǎng)比的降低被弱化,以及人口城市化進(jìn)程的推進(jìn),人們的消費(fèi)水平逐漸提高。高儲蓄率可能是人口結(jié)構(gòu)變化過程中的客觀規(guī)律,特別是在人口老齡化加劇的情況下,我國人口老齡化速度高于其他發(fā)展中國家,且老齡人口數(shù)量龐大,城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險機(jī)制相差懸殊。因此,在未來若干年的快速增長時期,應(yīng)抓緊建立適合我國國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障體制。

    (二)化人口壓力為內(nèi)需實力

    從人口角度來看,龐大的人口規(guī)模是擴(kuò)大內(nèi)需可挖掘的潛力。然而將人口壓力轉(zhuǎn)化為內(nèi)需實力,居民可支配收入能否提高是關(guān)鍵前提條件。建議提升人口投資和人口素質(zhì),以增強(qiáng)購買能力;健全社會養(yǎng)老保險機(jī)制,以增強(qiáng)居民對未來預(yù)期的信心;加快人口城市化進(jìn)程,讓農(nóng)村人口既能參與工業(yè)化建設(shè),也能有經(jīng)濟(jì)實力分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。解決內(nèi)需問題不僅要立足當(dāng)前也要著眼于長遠(yuǎn),在刺激內(nèi)需過程中統(tǒng)籌解決人口問題,力爭做到經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口發(fā)展協(xié)調(diào)雙贏。

    (三)提升新型業(yè)態(tài)升級的內(nèi)需市場

    城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”要高于農(nóng)村地區(qū),即消費(fèi)慣性表現(xiàn)更為強(qiáng)烈,這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異存在關(guān)系,因此農(nóng)村消費(fèi)市場仍存在巨大的發(fā)展空間?;ヂ?lián)網(wǎng)時代,消費(fèi)市場結(jié)構(gòu)也正發(fā)生變化。要完成消費(fèi)增長動力轉(zhuǎn)換—從商品消費(fèi)轉(zhuǎn)向服務(wù)消費(fèi)驅(qū)動,從傳統(tǒng)消費(fèi)轉(zhuǎn)向新型消費(fèi)驅(qū)動,從城鎮(zhèn)消費(fèi)轉(zhuǎn)向城鄉(xiāng)化驅(qū)動。受此影響,智慧生活、綠色環(huán)保、全球時尚、文化體育消費(fèi)將成為城鄉(xiāng)消費(fèi)市場發(fā)展的新亮點(diǎn)。

    注:

    ①Kalman濾波是在時刻t給予所有可能信息計算狀態(tài)的最理想的遞進(jìn)過程。其主要作用是當(dāng)擾動項和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時,能夠通過預(yù)測誤差分解計算似然函數(shù),從而可以對模型中的所有未知參數(shù)進(jìn)行估計。當(dāng)新的觀測值一旦得到,就可以利用Kalman濾波進(jìn)行修正狀態(tài)向量的估計。

    參考文獻(xiàn):

    [1]Modigliani F and R. Brumburg. 1954. Utility Analysis and the Consumption Function. Chapter 15,in Post Keynesian Economics,K. K. Kurihara. New Brunswick,NJ:Rutgers University Press.

    [2]International Monetary Fund,2009.Asia and Pacific Regional Economic Outlook:Building a Sustained Recovery,October,Washington DC.

    [3]Ma G,Yi W. 2010.China's high saving rate:myth and reality. International Economics,122.

    [4]Samuelson,P. A.1958. An Exact Consumption Loan Model of Interest with or without The Social Contrivance of Money[J].Journal of Political Economy,Vol. 66, No. 6.

    [5]Hock,H. and Weil, D. N. 2006. The Dynamics of The Age Sructure,Dependency,and Consumption[R].NBER Working Paper,No. 12140.

    [6]龍志,周浩明.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2000,(11).

    [7]王萍.勞動年齡人口比重變化對居民儲蓄率的影響研究—基于遼寧省數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報2013,(6).

    [8]徐升艷,趙剛,夏海勇.人口撫養(yǎng)比對國民儲蓄的長期動態(tài)影響研究[J].人口與經(jīng)濟(jì),2013,(3).

    [9]唐代盛,烏拉爾·沙爾賽開,鄧力源.人口紅利:基于中國儲蓄數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會科學(xué)研究,2014,(2).

    [10]申秋紅.人口結(jié)構(gòu)、宏觀經(jīng)濟(jì)因素、經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率的影響[J].財經(jīng)理論研究,2013,(5).

    (特約編輯 齊稚平;校對 RR,SJ)

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