■ 楊 風(fēng)

人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)率影響的實(shí)證研究

■ 楊 風(fēng)

中國已處于消費(fèi)拉動時(shí)代，人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)率的影響日益成為人們關(guān)注的熱點(diǎn)。采用向量自回歸模型分析我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：居民消費(fèi)率對少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的沖擊響應(yīng)有一定的滯后性；與老年撫養(yǎng)比變動對居民消費(fèi)率影響的正向性、單調(diào)遞增性不同，少兒撫養(yǎng)比變動對居民消費(fèi)率的影響較為復(fù)雜，前期為正向、后期為負(fù)向；從長期來看，老年撫養(yǎng)比變動是居民消費(fèi)率變化的主要來源。

人口年齡結(jié)構(gòu)；居民消費(fèi)率；VAR模型

自2000年以來，我國居民消費(fèi)率持續(xù)下降，由2000年的47.4%降至2010年的36.6%；2010年以后每年居民消費(fèi)率有所回升，但是增長幅度較小。2013年我國居民消費(fèi)率為37.3%，2014年為37.7%，2015年為38.0%①本研究運(yùn)用支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值及構(gòu)成中的居民消費(fèi)支出占支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為居民消費(fèi)率。2000年、2010年、2013—2015年我國居民消費(fèi)率由作者計(jì)算得出，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2016》。，每年上升約0.3%。從國際上看，我國居民消費(fèi)率與大多數(shù)國家差距較大?！秶H統(tǒng)計(jì)年鑒2015》數(shù)據(jù)顯示，2014年“金磚國家”中，巴西、印度、南非的居民消費(fèi)率分別是62.5%、59.2%、61.2%，歐盟成員國中的捷克、法國、德國、意大利、荷蘭、西班牙、英國的居民消費(fèi)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、法國、德國、意大利、荷蘭、西班牙、英國等國家居民消費(fèi)率來源于《國際統(tǒng)計(jì)年鑒2015》。。國內(nèi)學(xué)者紛紛從消費(fèi)習(xí)慣、流動性約束、預(yù)防性儲蓄、收入分配等視角解讀居民消費(fèi)率不足。除上述因素之外，人口年齡結(jié)構(gòu)變動，特別是人口老齡化發(fā)展對居民消費(fèi)率的影響不容忽視。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國外部分相關(guān)研究成果

列夫（Leff）利用74個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系［1］。然而，舒爾茨（Schultz）運(yùn)用16個(gè)亞洲國家和地區(qū)1952—1992年的數(shù)據(jù)，采用各種計(jì)量方法用于估計(jì)人口年齡構(gòu)成對總體儲蓄的動態(tài)影響，但是并沒有找到這些國家儲蓄長期上升是因?yàn)?0～29歲人口比例上升的實(shí)證依據(jù)［2］。Horioka&Wang（2006）對我國 1995—2004年城鄉(xiāng)居民儲蓄率的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比與儲蓄率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，老年撫養(yǎng)比與儲蓄率呈現(xiàn)微弱的正相關(guān)關(guān)系［3］。

（二）國內(nèi)部分相關(guān)研究成果

李文星等（2008）利用我國1989—2004年的省際面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板GMM估計(jì)方法研究人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)率之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)具有負(fù)向影響作用，但是影響微弱；老年撫養(yǎng)比變動對居民消費(fèi)的影響并不明顯［4］。王霞（2011）、張樂（2011）等人運(yùn)用省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出完全相同的結(jié)論：少兒撫養(yǎng)比對我國居民消費(fèi)率的影響顯著為正（或同向變動），老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響顯著為負(fù)（或反向變動），從而拒絕了生命周期假說［5，6］，讓人不解的是，前者恰恰是以生命周期假說作為構(gòu)建模型的理論基礎(chǔ)。祁鼎、王師等（2012）研究指出：少兒撫養(yǎng)比提高會降低當(dāng)期消費(fèi)；老年撫養(yǎng)比提高不僅會提高當(dāng)期消費(fèi)，而且對消費(fèi)增長具有顯著影響，但是沒有明顯證據(jù)表明我國居民消費(fèi)率過低是由兒童撫養(yǎng)比或老年撫養(yǎng)比上升引起的［7］。王芳（2013）研究指出：人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)的直接影響路徑中，總撫養(yǎng)比正向影響居民消費(fèi)，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比負(fù)向影響居民消費(fèi)；對居民消費(fèi)影響最大的人口年齡結(jié)構(gòu)是少兒撫養(yǎng)比，影響最小的是老年撫養(yǎng)比［8］。

由上述國內(nèi)外學(xué)者對人口年齡結(jié)構(gòu)變動和居民消費(fèi)率（儲蓄率）關(guān)系研究結(jié)論的矛盾性或沖突性，直接反映兩者之間關(guān)系的復(fù)雜性，間接表明進(jìn)一步研究的必要性。

二、我國居民消費(fèi)率與人口年齡結(jié)構(gòu)變動

（一）我國居民消費(fèi)率變動

居民消費(fèi)率是指一個(gè)國家或地區(qū)的居民最終消費(fèi)支出占當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。本研究運(yùn)用支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值及構(gòu)成中的居民消費(fèi)支出占支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為居民消費(fèi)率。1990—2015年，我國居民消費(fèi)率變動狀況如圖1所示。

圖1 我國居民消費(fèi)率變動（1990—2015年）

由圖1可以看出，1990—2015年，我國居民消費(fèi)率變動形態(tài)呈“W”型。居民消費(fèi)率由1990年時(shí)的49.5%（這一時(shí)期的最大值）快速降至1993年時(shí)的43.7%，轉(zhuǎn)而緩慢上升，1996年升至46.7%，然后再次下降，2010年時(shí)已降至35.6%（這一期間的最小值），轉(zhuǎn)而再次緩慢上升，2015年時(shí)已升至38.0%。

（二）我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動與人口撫養(yǎng)比變動

1.我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動

人口年齡結(jié)構(gòu)又稱人口年齡構(gòu)成，是指一定時(shí)點(diǎn)、一定國家或地區(qū)各年齡組人口占總?cè)丝诘谋戎?。按照年齡分組，少兒人口（0～14歲人口）、勞動年齡人口（15～64歲人口）、老年人口（65歲及以上人口）集中體現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)變動特征，成為人們關(guān)注的重點(diǎn)。1990—2015年我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動狀況如圖2所示。

圖2 我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動（1990—2015年）

由圖2可以看出，1990—2015年，我國0～14歲人口占總?cè)丝诘谋戎爻蔬f減趨勢，由1990年、1991年時(shí)的27.7%降至 2013年的16.4%（這一期間的最低點(diǎn)），然后緩慢上升至2014年、2015年的16.5%。15～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎爻什ɡ藸钇鸱?，總體呈上升之勢。由1990年的66.7%降至1992年的66.2%（這一時(shí)期的最低點(diǎn)），隨后上升至2010年的74.5%（這一時(shí)期的最高點(diǎn)）。2011—2015年間，15～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎刂鹉杲档停?015年時(shí)降至73.0%（與2009年相同）。65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋戎爻试鲩L趨勢，由1990年的5.6%逐漸升至2015年的10.5%。

2.我國人口撫養(yǎng)比變動

人口撫養(yǎng)比又稱人口撫養(yǎng)系數(shù)或人口負(fù)擔(dān)系數(shù)，是指人口中非勞動年齡人口與勞動年齡人口之比。人口撫養(yǎng)比反映了勞動年齡人口對非勞動年齡人口的負(fù)擔(dān)程度，對考察人口年齡結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有重要作用［9］。一般把0～14歲人口與勞動年齡人口（15～64歲）之比稱為少兒撫養(yǎng)比，65歲及以上人口與勞動年齡人口之比稱為老年撫養(yǎng)比。1990—2015年，我國人口撫養(yǎng)比變動狀況如圖3所示。

圖3 我國人口撫養(yǎng)比變動（1990—2015年）

由圖3可以看出，1990—2015年，我國總撫養(yǎng)比雖然波動起伏，但總體發(fā)展趨勢不斷降低。先是由1990年的49.8%降至2010年的34.2%（這一期間的最低點(diǎn)），然后又升至2015年的37.0%。1990—2015年，我國少兒撫養(yǎng)比總體變動呈下降趨勢，由1990年的41.5%降至2011年的22.1%（這一期間的最低值），隨后盡管有所上升，但是增加幅度較小。2012年、2013年同為22.2%，2014年為22.5%，2015年為22.6%。1990—2015年，我國老年撫養(yǎng)比總體變動呈上升趨勢，由1990年的8.3%升至2015年的14.3%（達(dá)到這一時(shí)期的峰值）。

三、我國人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)率影響的協(xié)整分析

（一）人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)關(guān)系的相關(guān)理論

1.生命周期理論

最早將人口年齡結(jié)構(gòu)變量引入消費(fèi)問題研究的是莫迪利安尼（Modigliani）和布倫伯格（Brumberg），他們于1954年提出了生命周期假說（life cycle hypothesis，LCH）。該假說認(rèn)為，為實(shí)現(xiàn)效用最大化，理性的消費(fèi)者會根據(jù)其預(yù)期壽命和一生的收入水平合理安排消費(fèi)和儲蓄之間的比例［10］。根據(jù)生命周期理論，當(dāng)一個(gè)社會勞動年齡人口比例較大時(shí)，該國（地區(qū)）居民消費(fèi)率往往較低；隨著撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比）的升高，該國（地區(qū)）居民消費(fèi)率會上升。

2.家庭儲蓄需求模型

1958年，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家薩繆爾森（Samuelson）提出了家庭儲蓄需求模型（house saving demand model，HSDM）。該模型認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量是影響家庭消費(fèi)的重要因素，孩子和儲蓄具有相同的經(jīng)濟(jì)功能，二者之間存在替代關(guān)系。當(dāng)父母選擇少生孩子或不生孩子時(shí)，會有意增加儲蓄以備將來養(yǎng)老所需，結(jié)果導(dǎo)致現(xiàn)期消費(fèi)減少；與之相反，為養(yǎng)老進(jìn)行的儲蓄就會減少，現(xiàn)期消費(fèi)增加［11］。

3.相對收入理論

1949年，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利（Duesenberry）提出了相對收入假說（relative income hypothesis，RIH）。該理論認(rèn)為，儲蓄率受到利率、收入預(yù)期、收入分配、收入增長率、人口年齡分布等多種因素變動的影響；一個(gè)人的消費(fèi)不僅依賴于他本人的絕對收入，而且依賴于他在收入分配中的地位，即依賴于他的相對收入［12］。

（二）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.模型構(gòu)建

本研究借鑒相關(guān)研究成果，以居民消費(fèi)率為因變量，經(jīng)濟(jì)增長率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比為自變量構(gòu)建簡約模型，用于考察人口年齡結(jié)構(gòu)變動對居民消費(fèi)率的影響，模型表達(dá)式如（1）所示：

式（1）中，CGDP表示居民消費(fèi)率，R 表示經(jīng)濟(jì)增長率，CD表示少兒撫養(yǎng)比，OD表示老年撫養(yǎng)比，β0、β1、β2、β3為待估系數(shù)，μ 為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.數(shù)據(jù)來源

本研究采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2016》，計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長率時(shí)，按1990年價(jià)格對1990—2015年國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行了平減處理。

（三）協(xié)整分析過程

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件Eviews 8（以下相同），采用ADF檢驗(yàn)方法對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 相關(guān)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表1中可以看出，模型（1）中的4個(gè)序列變量ADF檢驗(yàn)值都大于5%水平上的臨界值，因此接受原假設(shè)，即4個(gè)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的。4個(gè)序列變量的一階差分序列ADF檢驗(yàn)值都小于其5%水平上的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，表明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的，同為一階單整，可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

為探索序列變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，需要對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)估計(jì)方法主要有 Engle—Granger（EG）兩步檢驗(yàn)法、Johansen極大似然法、頻域非參數(shù)譜回歸法等，本研究采用Johansen極大似然法。當(dāng)滯后期數(shù)為3時(shí)，模型（1）中各序列變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中的檢驗(yàn)結(jié)果來看，協(xié)整方程個(gè)數(shù)為0時(shí)，其跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（104.55）明顯大于5%顯著性水平下的臨界值（47.86），因此，拒絕不存在協(xié)整方程的假設(shè)。同理拒絕存在1個(gè)、2個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)。存在3個(gè)協(xié)整方程的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.99，小于5%顯著性水平下的臨界值（3.84），因此不能拒絕存在3個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)。

3.確定模型滯后階數(shù)

本研究對模型（1）最優(yōu)滯后期的選擇根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茲信息準(zhǔn)則（SC）來確定，當(dāng)二者同時(shí)達(dá)到最小時(shí)，此時(shí)的階數(shù)為最優(yōu)階數(shù)。對模型（1）中的 Cgdp、lnR、CD、OD四個(gè)序列變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，滯后期為 1、2、3、4 時(shí)，AIC 統(tǒng)計(jì)值依次為 1.09、-0.55、-0.81、-4.13，SC 統(tǒng)計(jì)值依次為2.08、1.22、1.76、-0.75，由此可以看出，模型（1）的最優(yōu)滯后期為4。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只是論證變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，至于是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要對變量進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)。在滯后期為4時(shí)，模型（1）中居民消費(fèi)率與少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 居民消費(fèi)率與撫養(yǎng)比的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，在5%的顯著性水平上，少兒撫養(yǎng)比不是居民消費(fèi)率的格蘭杰原因，居民消費(fèi)率也不是少兒撫養(yǎng)比的格蘭杰原因；老年撫養(yǎng)比不是居民消費(fèi)率的格蘭杰原因，但居民消費(fèi)率是老年撫養(yǎng)比的格蘭杰原因。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)只是驗(yàn)證變量之間是否存在因果關(guān)系，具體的影響過程和方向可以借助脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Functions）進(jìn)行分析。居民消費(fèi)率對自身、經(jīng)濟(jì)增長率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的脈沖響應(yīng)分別如圖4、圖5、圖6、圖7所示。

圖4 居民消費(fèi)率對自身的影響

圖5 經(jīng)濟(jì)增長率對居民消費(fèi)率的影響

圖6 少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響

圖7老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響

圖4、圖5、圖6、圖7中，橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期間數(shù)（單位：年），縱軸表示居民消費(fèi)率的響應(yīng)程度，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表給予影響因素一標(biāo)準(zhǔn)單位沖擊時(shí)，居民消費(fèi)率對相應(yīng)變量的反應(yīng)情況；虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。由圖4可以看出，本期居民消費(fèi)率變動會給自身帶來持續(xù)的正向影響，隨著時(shí)間推移，這種正向影響會不斷減弱。由圖5可以看出，經(jīng)濟(jì)增長率變動對居民消費(fèi)率的影響較為復(fù)雜，前3期為負(fù)向影響，第4、第5期影響為0，第5至第7期為正向影響，第6期達(dá)到正向影響最大值，第7期后再次轉(zhuǎn)為負(fù)向影響。由圖6可以看出，當(dāng)在本期給少兒撫養(yǎng)比一個(gè)沖擊后，居民消費(fèi)率一開始并無明顯響應(yīng)，隨著時(shí)間推移，正向響應(yīng)逐漸加大，第6期時(shí)達(dá)到最大值，隨后開始不斷下降，第8至第10期為負(fù)向影響。從圖7可以看出，老年撫養(yǎng)比變動對居民消費(fèi)率的影響是正向的、遞增的。在本期給老年撫養(yǎng)比一個(gè)沖擊后，居民消費(fèi)率一開始并無明顯響應(yīng)，但是隨著時(shí)間的推移，響應(yīng)程度穩(wěn)步上升，第4期后響應(yīng)幅度基本穩(wěn)定。綜合圖6和圖7可以看出，相對于少兒撫養(yǎng)比，老年撫養(yǎng)比變動對居民消費(fèi)率的影響程度更大、影響時(shí)間更久。

6.構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型）

滯后4期，得到模型（1）的代數(shù)表達(dá)式是：

模型（1）的擬合優(yōu)度系數(shù)是0.9945，據(jù)此可以判定此表達(dá)式較好地反映了居民消費(fèi)率、經(jīng)濟(jì)增長率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比之間的動態(tài)關(guān)系。其中，滯后1期的少兒撫養(yǎng)比以0.1575的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行正向影響，滯后2期的少兒撫養(yǎng)比以0.2234的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行負(fù)向影響，滯后3期的少兒撫養(yǎng)比以0.3866的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行正向影響，滯后4期的少兒撫養(yǎng)比以0.3680的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行正向影響；滯后1期的老年撫養(yǎng)比以0.4210的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行正向影響，滯后2期的老年撫養(yǎng)比以3.4198的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行正向影響，滯后3期的老年撫養(yǎng)比以0.5405的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行負(fù)向影響，滯后4期的老年撫養(yǎng)比以1.4776的比率對當(dāng)期居民消費(fèi)率進(jìn)行負(fù)向影響。

7.變量方差分析

模型（1）中各變量方差分析結(jié)果如表4所示。

表4 方差分析結(jié)果

由表4可以看出，從第2期開始，居民消費(fèi)率的方差來源發(fā)生了明顯變化，主要表現(xiàn)為居民消費(fèi)率自身對其方差的影響迅速縮小，到第10期時(shí)，貢獻(xiàn)率已經(jīng)在20%以內(nèi)；來自經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)率有所波動，總體呈上升趨勢，到第9期、第10期貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在4.6%；少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響從前6期看呈上升之勢，第6期時(shí)貢獻(xiàn)率一度達(dá)到7.8%，從第7期開始，轉(zhuǎn)而變?yōu)橄陆第厔?，?0期時(shí)貢獻(xiàn)率減至5.0%；老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的方差貢獻(xiàn)率始終呈增長趨勢，到第10期時(shí)已經(jīng)升至71.0%。

從第10期綜合方差分解結(jié)果可以看出，老年撫養(yǎng)比沖擊是居民消費(fèi)率的第一方差來源，居民消費(fèi)率自身是其第二方差來源，少兒撫養(yǎng)比沖擊是第三方差來源，經(jīng)濟(jì)增長率處于第四位，從而表明人口年齡結(jié)構(gòu)變動，特別是老年撫養(yǎng)比變化對居民消費(fèi)率的顯著影響。

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié) 論

第一，由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，居民消費(fèi)率對于少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比的沖擊響應(yīng)有一定滯后性；與老年撫養(yǎng)比沖擊對居民消費(fèi)率影響的正向性、遞增性不同，少兒撫養(yǎng)比沖擊對居民消費(fèi)率的影響較為復(fù)雜，前期為正向影響，后期為負(fù)向影響。

第二，由向量自回歸模型分析得出，滯后1期、滯后3期、滯后4期的少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率是正向影響，滯后2期是負(fù)向影響；滯后1期、滯后2期的老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率是正向影響，滯后3期、滯后4期的老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率是負(fù)向影響。

第三，由方差分解結(jié)果得出，長期來看，老年撫養(yǎng)比變動是居民消費(fèi)率變化的主要來源；相對于少兒撫養(yǎng)比，老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響幅度更大、時(shí)間更持久。

（二）政策建議

第一，完善全面二孩政策的配套政策。黨的十八屆五中全會提出全面實(shí)施一對夫婦可生育兩個(gè)孩子政策，積極開展應(yīng)對人口老齡化行動。鑒于人口老齡化對居民消費(fèi)率的影響以及目前很多符合條件的夫婦不愿意生育二孩，國家應(yīng)及時(shí)出臺并逐步完善與落實(shí)全面二孩政策相配套的系列政策，包括：加強(qiáng)婦幼服務(wù)體系建設(shè)，完善基本生育免費(fèi)服務(wù)制度；完善女性生育休假及生育后就業(yè)政策；積極開展托育服務(wù)，適當(dāng)減免相關(guān)費(fèi)用；出臺有利于二孩生育的稅收減免政策，等等。只有出臺并完善系列配套政策，才能實(shí)現(xiàn)全面二孩政策的人口目標(biāo)。

第二，構(gòu)建多層次養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。構(gòu)建涵蓋企業(yè)年金、職業(yè)年金、個(gè)人儲蓄性養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)的多層次養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，既是落實(shí)中央要求的實(shí)際行動，也是社會保障領(lǐng)域深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要抓手，而且對于促進(jìn)居民消費(fèi)，特別是老年人口消費(fèi)大有裨益。

第三，加快發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)。我國是老齡產(chǎn)業(yè)潛力最大的國家，老齡產(chǎn)業(yè)也是我國未來體量最大的新經(jīng)濟(jì)。加快發(fā)展老年服務(wù)業(yè)、老年住宅業(yè)、老年旅游業(yè)等老齡產(chǎn)業(yè)，既能有效釋放老年人口的消費(fèi)需求，又能推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，還有助于實(shí)現(xiàn)家庭幸福美滿、經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展、社會和諧穩(wěn)定。在以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革推動經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展的當(dāng)下，加快發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)實(shí)意義尤其重大。

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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

山東省1%人口抽樣調(diào)查重點(diǎn)研究課題“山東人口年齡結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究”（rkdc201505）

楊風(fēng)，濟(jì)南大學(xué)政法學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師、博士（山東濟(jì)南，250022）。

［責(zé)任編輯：丁浩芮］