李文煌

摘要：分別引入標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人變量和非勞動(dòng)年齡人口變量的消費(fèi)函數(shù)及改進(jìn)后的消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示非勞動(dòng)年齡人口變量與代表居民消費(fèi)的被解釋變量呈顯著負(fù)相關(guān)，在不考慮其他因素的前提下，勞動(dòng)年齡人口的社會(huì)撫養(yǎng)壓力增大和非勞動(dòng)年齡人口消費(fèi)能力的穩(wěn)定性可能是抑制湖南消費(fèi)水平提高的主要原因。

關(guān)鍵詞：非勞動(dòng)年齡人口;標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人;消費(fèi)傾向;實(shí)證

普遍認(rèn)為人口分為勞動(dòng)年齡人口（也稱生產(chǎn)年齡人口）和非勞動(dòng)年齡人口（也稱撫養(yǎng)人口）。勞動(dòng)年齡人口通常指15—64歲的成年人口，非勞動(dòng)年齡人口包括兒童和老年人口，通常0—14歲為兒童人口，65歲及以上為老年人口。根據(jù)聯(lián)合國對老齡化社會(huì)的定義，65歲以上人口超過7%的地區(qū)或國家屬于老齡化社會(huì)?！拔迤铡?、“六普”數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)湖南省人口老化系數(shù)全國排名從第11位上升到第8位，增長速度快于全國平均水平。湖南省于2002-2011年間0-14歲人口比例在17.5%上下波動(dòng)，非勞動(dòng)年齡人口比例保持在28%上下波動(dòng)。湖南總?cè)丝谠?009-2010年湖南總?cè)丝跍p少較快，但是在2011年回升到最高點(diǎn)。1983年實(shí)施計(jì)劃生育政策之后，人口增長速度明顯放緩，家庭結(jié)構(gòu)變化較大，但是在人口基數(shù)繼續(xù)增大和社會(huì)撫養(yǎng)系數(shù)保持相對穩(wěn)定的情況下，湖南省居民消費(fèi)率逐年下降，從2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年間居民消費(fèi)對GDP的貢獻(xiàn)權(quán)重下降了19個(gè)百分點(diǎn)（34.99%），所以研究非勞動(dòng)年齡人口對湖南居民消費(fèi)水平的直接或間接影響對擴(kuò)大內(nèi)需、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

一、非勞動(dòng)年齡人口與湖南居民消費(fèi)的實(shí)證分析

（一）標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人消費(fèi)函數(shù)分析

1.數(shù)據(jù)整理

通過查找湖南歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，能整理出1996-2011年間關(guān)于人均GDP、人均消費(fèi)水平、非勞動(dòng)年齡人口數(shù)據(jù)（見表1）。

在湖南，65歲老年人口與0-14歲人口成反向變動(dòng)，0-14歲人口的消費(fèi)基本上來自家庭收入的直接或間接轉(zhuǎn)移消費(fèi)，老年人口的收入水平和來源存在很大差別，根據(jù)“六普”中數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成員贍養(yǎng)，39.5%的老年人依靠退休養(yǎng)老金生活，僅有9%的老年人依靠勞動(dòng)獲得收入;63.8%的農(nóng)村老年人口收入主要靠家庭供養(yǎng)，超過26.2%的老年人靠勞動(dòng)獲得收入，還有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群體或區(qū)域的消費(fèi)水平確實(shí)存在差異，加上我國傳統(tǒng)文化和消費(fèi)習(xí)慣的影響，湖南非勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)水平一般要低于勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)水平。結(jié)合關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人的相關(guān)研究（G.J.Stolnitz，1992;于學(xué)軍，1995;李建民，2001;王金營等，2006）可知，可以按標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)系數(shù)0.7將老年人折算為標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人，同時(shí)將少年兒童的標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)系數(shù)定為0.8。據(jù)此本文選取王金營（2006）的研究方法，將1996-2011年期間湖南非勞動(dòng)年齡人口換算成標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人研究湖南非勞動(dòng)年齡人口對消費(fèi)水平的影響。

2.回歸分析

首先在不考慮前期消費(fèi)習(xí)慣前提下，利用已有數(shù)據(jù)對（4）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)結(jié)果如下：

act=1420.758+0.2874yt+μ（7）

（8.33）（17.67）

（0.00）（0.00）

第一行系數(shù)為各系數(shù)的t值檢驗(yàn)值，第二行括號中的數(shù)值為個(gè)系數(shù)的顯著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明顯看出：du

其次，將代表消費(fèi)習(xí)慣的ACt-1納入模型（7），回歸結(jié)果如下：

act=1921.272+0.3887yt-0.37107act-1+μ（8）

（3.36） （3.31） （-0.84）

（0.006）（0.009） （0.415）

其中R2adj=0.9494，F(xiàn)（ 2，12） = 132.30，F(xiàn) = 0.0000，由此可知，湖南消費(fèi)水平與人均GDP保持顯著正相關(guān)性，由于序列自相關(guān)導(dǎo)致滯后項(xiàng)的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1

通過GLS消除序列相關(guān)的影響，其回歸結(jié)果為：

act=2746.037+0.41812yt-0.795603act-1（9）

（4.52） （4.4） （-2.17）

（0.001） （0.001） （0.052）

其中R2adj=0.8304，F(xiàn)（ 2，1） = 32.83，F(xiàn) = 0.0000，sig=0.000，D.W.=1.530709，明顯可知：du

將模型（7）回歸結(jié)果所得變量系數(shù)代入模型（6），求得關(guān)于消費(fèi)水平與人均GDP和非勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)函數(shù)：

ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt

上述消費(fèi)函數(shù)能說明一個(gè)社會(huì)現(xiàn)象，在人均GDP持續(xù)增長的情況下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，轉(zhuǎn)移到非勞動(dòng)年齡人口的收入將增加，但是由于老年人在自身習(xí)慣、消費(fèi)需求及對子女的關(guān)心可能將轉(zhuǎn)移過來的收入進(jìn)行儲(chǔ)蓄，同時(shí)年輕家長考慮到子女的生活壓力（學(xué)習(xí)、工作、買房、結(jié)婚等）將維持或降低目前消費(fèi)水平。結(jié)合已有數(shù)據(jù)和回歸結(jié)果，在人均GDP不變的前提下，湖南65歲以上老齡化人口處于增長趨勢，對湖南消費(fèi)水平的影響還有可能繼續(xù)增大，0-14歲人口比重在一定范圍小幅波動(dòng)，對湖南居民整體消費(fèi)水平的影響可能削弱，該結(jié)論與王金營（2006）、李文星（2007）的研究如出一轍。因此隨著非勞動(dòng)年齡人口比例agedt+childt的波動(dòng)，將一定程度上抑制湖南整體平均消費(fèi)水平的提高，整體消費(fèi)總額在增長可歸結(jié)為湖南人口基數(shù)的增大;最后，

AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）

是上述消費(fèi)函數(shù)關(guān)于人均GDP的導(dǎo)數(shù)，同樣可以看出非勞動(dòng)年齡人口對湖南消費(fèi)水平的影響。

（二）引入年齡結(jié)構(gòu)變量的消費(fèi)函數(shù)分析

根據(jù)有關(guān)的非勞動(dòng)年齡人口與居民消費(fèi)的研究，本文將建立非勞動(dòng)年齡人口的相關(guān)變量與消費(fèi)水平的關(guān)系模型式（10），實(shí)證結(jié)果如下：

act=1818.85+0.21yt-5489.5cht+11867.39agedt（10）

（0.82） （8.33） （-0.95） （0.86）

（0.428）（0.000） （0.363） （0.428）

其中擬合優(yōu)度R2adj=0.963，F(xiàn)值=131.05，方程的擬合優(yōu)度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根據(jù)DW檢驗(yàn)表可知：在α=0.01顯著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，無法判斷模型（10）回歸過程是否曾在序列自相關(guān)。從回歸結(jié)果可以看出，僅有剔除通脹的人均GDP對湖南省人均消費(fèi)的影響是顯著的，即居民消費(fèi)與收入成正相關(guān);ch變量系數(shù)為負(fù)，aged變量系數(shù)為正，但是都不顯著，因此該模型不能反應(yīng)非勞動(dòng)年齡人口對湖南省消費(fèi)水平之間的關(guān)系，有必要對直接引入非勞動(dòng)年齡人口變量的模型進(jìn)行改進(jìn)，同時(shí)考慮加入其他影響消費(fèi)水平的變量。

1.模型改進(jìn)

參考王宇鵬、王森及李文星等人的研究成果，本文選取老少比、居民消費(fèi)傾向分別代表非勞動(dòng)年齡人口變量和代表消費(fèi)水平的被解釋變量，對消費(fèi)函數(shù)模型改進(jìn)如下：

CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）

其中，CP為居民平均消費(fèi)傾向，即消費(fèi)支出與可支配收入的比值，這也是采取零截距的重要原因（王宇鵬，2011）;lnDPI代表人均實(shí)際可支配收入變量，即可支配輸入的對數(shù)值;RUI代表城鄉(xiāng)人口消費(fèi)能力差異變量，即城鄉(xiāng)人均純收入的比值;R為實(shí)際利率水平;P為物價(jià)水平;OY代表老年人與少年兒童消費(fèi)能力差異的變量，即65歲及以上老少人口與0-14歲人口的比值，數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的抽樣數(shù)據(jù)計(jì)算所得。

2.數(shù)據(jù)整理與變量檢驗(yàn)

對于改進(jìn)后的模型，所有原始數(shù)據(jù)均來自于1991-2012年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。居民平均消費(fèi)傾向是居民消費(fèi)支出與可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年為基期，根據(jù)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減后的數(shù)據(jù)，再對居民人均可支配收入進(jìn)行對數(shù)化處理，同時(shí)求出城鄉(xiāng)人均可支配收入比;實(shí)際利率根據(jù)一年期加權(quán)平均的名義利率減去當(dāng)年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化率計(jì)算的。

通過引入多個(gè)影響消費(fèi)傾向的時(shí)間序列變量改進(jìn)模型，為避免“偽回歸”現(xiàn)象。首先有必要采用ADF檢驗(yàn)方法對各時(shí)間序列進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表3：

其中（C，T，K）表示ADF檢驗(yàn)式是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)以及滯后期數(shù)。

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量經(jīng)過一階差分之后顯示所有變量的時(shí)間序列都是一階單整，即平穩(wěn)時(shí)間序列。當(dāng)序列都是同階平穩(wěn)時(shí)，為確定變量是否可能存在協(xié)整關(guān)系，對時(shí)間序列變量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，從表6檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型（11）包含的六個(gè)平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系。

3.回歸結(jié)果及分析

由于序列變量檢驗(yàn)結(jié)果可知，可選取普通最小二乘法對模型（11）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

CPt=0.07633LnDPIt+0.175RUIt+0.02333Rt-0.60717Pt-0.70064OYt

（2.30348） （2.04991）（2.81840）（-1.71922）（-6.04530）

（0.035） （0.057） （0.012） （0.105） （0.000）

其中，R2adj=0.6517，相比標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人模型，模型（11）的擬合優(yōu)度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的顯著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判斷模型不存在自相關(guān)。

由White異方差檢驗(yàn)（表7）可知，模型White異方差檢驗(yàn)中Obs*R2adj=7.348，取0.05為顯著性水平，由于Obs*R2adj=7.348

從模型回歸結(jié)果表5分析，老少比OY變量的系數(shù)為負(fù)，同時(shí)也是高度顯著的，由表2可知，老少比還有繼續(xù)提高的趨勢，隨著老少比的提高，非勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)能力的差距將進(jìn)一步加大，隨著湖南老齡化的加深，對居民平均消費(fèi)傾向的抑制作用更加明顯，同時(shí)0-14歲人口的增長速度變緩，目前0-14歲人口比重在一定范圍內(nèi)小幅波動(dòng)，結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人模型可知，0-14歲人口對居民消費(fèi)傾向的抑制作用將減弱，總體呈現(xiàn)出非勞動(dòng)年齡人口抑制了湖南居民平均消費(fèi)傾向的提高，非勞動(dòng)年齡人口的年齡結(jié)構(gòu)變化改變了整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)，直接導(dǎo)致整體居民消費(fèi)水平的下降。然后，變量lnDPI在5%的水平正顯著，說明人均實(shí)際可支配收入的提高可以增加居民的平均消費(fèi)傾向;變量R在5%水平正顯著，說明降低利率水平將使居民預(yù)期收入的減少，加上物價(jià)水平的上升，居民將其他方式進(jìn)行保值，可能提高居民的即期消費(fèi)傾向，由于老年人的消費(fèi)傾向基本保持不變，所以利率變化對其影響不大;變量RUI在10%的水平正顯著，城鄉(xiāng)人均純收入比值是緩慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距擴(kuò)大會(huì)與湖南省居民的平均消費(fèi)傾向呈現(xiàn)同方向變化趨勢，這與當(dāng)前很多研究理論不符，可能的原因是城市居民的消費(fèi)傾向大于農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)村人口向城市流動(dòng)導(dǎo)致城市居民的數(shù)量增加，而且這部分人口基本上處于14-64歲年齡段，為適應(yīng)城市生活被迫提高消費(fèi)傾向，所以RUI系數(shù)出現(xiàn)顯著正相關(guān)也是情理之中的;變量P在10%的水平顯著為負(fù)，可見物價(jià)上漲會(huì)降低湖南的居民平均消費(fèi)傾向，與事實(shí)相符。

二、結(jié)語

本文在分析了湖南非勞動(dòng)年齡人口現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢、消費(fèi)現(xiàn)狀，結(jié)合已有設(shè)計(jì)非勞動(dòng)年齡人口變量與消費(fèi)有關(guān)的研究成果，同時(shí)選取兩種消費(fèi)函數(shù)，在新的背景下，從實(shí)證的角度研究湖南非勞動(dòng)年齡人口對消費(fèi)水平的影響，得出以下結(jié)論：在湖南人均GDP增長快于人口增長的情況下，目前湖南

非勞動(dòng)年齡人口的城鄉(xiāng)分布和收入來源存在較大差異，特別是65歲以上老年人口的現(xiàn)狀，雖然社會(huì)撫養(yǎng)系數(shù)在緩慢減小，但是老齡化趨勢加劇與0-14歲人口比例在經(jīng)歷緩慢降低后基本維持穩(wěn)定，導(dǎo)致老少比不斷攀升，也說明非勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)能力的差距將拉大;由于計(jì)劃生育政策對人口增長的控制、城鎮(zhèn)人口的增長、家庭收入的增加及家庭結(jié)構(gòu)的改變，非勞動(dòng)年齡人口的直接或間接收入將增加，但是老年人口在自身消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)需求及出于對子女的關(guān)心愛護(hù)可能更傾向于儲(chǔ)蓄，加上0-14歲人口基本上處于零收入狀態(tài)，導(dǎo)致年輕的家長考慮到家庭生活和子女將來的生活壓力也可能有意識的降低消費(fèi)水平，所以非勞動(dòng)年齡人口的消費(fèi)能力、水平及傾向具有一定的穩(wěn)定性;綜上所述，非勞動(dòng)年齡人口對湖南消費(fèi)的影響首先是由于非勞動(dòng)年齡人口數(shù)量的變化產(chǎn)生的，65歲以上老年人口的增長對湖南消費(fèi)水平的抑制效應(yīng)有增大趨勢，2000年后，0-14歲人口基本上維持穩(wěn)定，對湖南居民整體消費(fèi)水平的抑制作用變化不大，總體而言，由于湖南老齡化加深，65歲以上老年人口對整體消費(fèi)水平的抑制效應(yīng)導(dǎo)致非勞動(dòng)年齡人口變量與因變量呈顯著負(fù)相關(guān)，勞動(dòng)年齡人口的社會(huì)撫養(yǎng)壓力增大和非勞動(dòng)年齡人口消費(fèi)能力的穩(wěn)定性可能是真正抑制湖南消費(fèi)水平提高的原因。

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