退休冲击、消费动态变化与消费结构优化_中国统计年鉴论文

退休冲击、消费动态支出变动及消费结构优化，本文主要内容关键词为：支出论文,变动论文,结构优化论文,动态论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      退休制度是个体退休行为与社会化效应联系起来的纽带，由退休权利、退休义务及退休条件三方面组成。中国目前退休双轨制造成了两类退休职工退休养老待遇具有较大悬殊。在这种人口和政策背景下，中国经济已经进入了“新常态”模式，那么，退休冲击无疑会对中国的政治、经济及文化等诸多方面产生影响。而依赖出口和投资的中国经济增长模式使得中国的居民消费率逐渐下降，从1978年48.8%下降到2014年的20%。较低的国内消费需求严重阻碍了中国经济的健康可持续发展。中国政府要在经济“新常态”下通过公共产品和公共服务“引擎”驱动战略来扩大消费需求，释放国民消费力，就必须促使国民的消费与经济增长的动态良性互动。而伴随着中国退休人口比重的快速上升，中国居民的消费水平和消费结构都会发生显著的改变。鉴于此，经济新常态下的中国面临着两大核心问题：退休冲击和国内消费需求不足。本文基于这两大核心问题的背景之下，结合中国特殊的退休双轨制，重点研究两类退休冲击对城镇居民消费的影响。

      二、文献综述

      人口老龄化对消费和储蓄的影响效应并不是一个全新的研究领域。在生命周期假说理论框架下，人们的终身消费具有平滑性，不受各个时期所得变化的影响。很多学者根据生命周期理论对居民消费和储蓄进行研究分析。森尼斯(Senesi)的研究表明，无论是在发达国家还是在发展中国家，老年人口抚养率与储蓄率之间存在负相关关系。[1]然而，也有学者提出了与之相反的观点。保罗·舒尔茨认为，社会老龄化对社会储蓄具有正向调节的作用。[2]类似的观点还有，唐东波采用向量自回归模型(AVR)研究得出了不论在长期还是短期，人口年龄结构对中国居民储蓄都具有显著的扩张性效应。[3]在对人口结构与储蓄水平进行开创性研究的基础上，一些学者对米尼亚奇等人(Miniaci et al.)的研究改进，将收入增长率和年龄结构的交互项加入到模型中研究人口老龄化对消费的影响，但是这些模型没有获得较一致的结论。[4]针对中国特殊的国情，袁志刚等人研究结果认为，人口年龄结构变化对20世纪80年代后期以来城镇居民最优消费率的提高影响比较显著。[5]汪伟在计划生育政策的大环境下构建了一个简单的三期世代交替模型并运用中国省级面板数据进行计量分析，认为人口年龄结构的变化能够很好地解释居民消费率的变动。[6]有别于简单的正向效应和反向效应，朱礼华等人通过对经典的生命周期理论进行修正，发现中国老龄化的消费效应具有阶段性特征。[7]从人口老龄化对区域消费的影响研究文献来看，毛中根等人利用中国31省市1996～2010年的面板数据，发现人口老龄化的提高显著降低了城市居民的消费支出，而对农村居民的影响则不显著。[8]万克德采用第六次人口普查的微观数据再一次对山东省进行研究，发现人口老龄化的加剧在一定程度上会抑制居民消费能力。[9]但包玉香和李子君、堀冈和金门(Horioka and Junmin)采用时间序列数据分析得出人口老龄化对山东省家庭人均消费支出却无显著影响。[10][11]

      从退休决策对消费的影响效应来看，哈默梅什(Hamermesh)较早地进行了退休对消费影响的研究，选取了退休历史调查数据(RHS)，研究发现退休者无法维持其退休前的生活水平并且随着年龄的增加会减少实际消费支出。[12]在大量研究均表明退休决策对居民消费具有负面效应的情况下，一些学者开始解释造成这种现象的原因：(1)从家庭婚姻决策角度进行解释，伦德伯格等人(Lundberg et al)通过建立基于夫妻双方生命周期的三期消费模型解释，发现有配偶的家庭和单身家庭在面临退休冲击时食品消费支出水平不同，前者明显下降而后者没有显著变化。[13](2)退休收入的风险性，即与工作相关的支出下降导致了退休后总消费支出的下降。[14](3)退休的不可预期性，这种解释认为诸如疾病等不可预期的因素导致人们未能及时为退休后的消费做好储蓄，使其降低了退休后的消费水平。[15][16][17]

      既有研究能够较好地将不同国家不同时间段的居民的退休和消费水平之间的关系联动起来进行分析，并探索了退休和消费互动促进机制。这些都具有重要的学术贡献，然而研究亦存在不足之处：(1)既有文献偏向于根据现象直接建立数理模型，将相关数据分析结果作为分析的根据，而从理论原理方面进行内在机理的探索研究略显不足，从而使得对研究对象的分析不够深入。退休冲击如何影响居民消费？其中的内在机理是什么？这一系列问题仅仅依靠数理模型是无法得到科学解释的，而对其中原理诠释是必不可少的前提。(2)现有国内外文献大都侧重于从人口老龄化角度分析其对消费的影响，将人口年龄结构这一变量引入消费函数进行分析，即选用老年人口或者少儿人口抚养比指标衡量人口老龄化的程度。但是从退休冲击的角度出发，鉴于中国养老保险制度碎片化的问题，探寻养老金双轨制下，不同受益人群的退休冲击对居民消费的差异性就显得尤为重要。(3)既有文献在模型检验方面的单一性，使得相关估计结果缺乏说服力和全面性。由于消费具有即时性又具有长期性，因此，综合静态、动态、短期和长期的情况对退休冲击的居民消费的影响进行全面分析显得尤为必要。

      因此，本文在中国退休冲击加剧和居民消费动机强度较弱的背景下，以城镇退休人群的消费为切入点，结合“养老金双轨制”这一现实制度基础，基于生命周期模型大框架，采用中国1998-2014年30个地区的面板数据，从静态和动态、短期和长期视角全面分析退休冲击对城镇居民消费的影响效应。

      三、模型构建、资料来源及描述性统计

      (一)理论模型构建

      为了研究退休冲击对居民消费的影响，假定消费者的效用函数为常相对风险厌恶系数效用函数。假设消费者的效用函数为

，其中λ为相对风险厌恶系数，

，满足效用函数边际效用递减的规律。将消费者的生命周期T划分为两期，年轻劳动期和年老退休期，考虑到中国退休老年群体利他性消费特点，引入遗赠动机，则消费者一生的效用函数为：

      

      式(2)为消费者实现其一生效用最大化的目标函数。式(3)和式(4)分别为年轻劳动期和年老退休期的预算约束条件，前者表示消费者年轻时期的收入都用于储蓄和消费，后者说明消费者退休后的收支相平衡。进一步地，构建拉格朗日函数进行求解：

      

      式(6)揭示了消费者的消费水平受到劳动收入、人口增长率、利率、风险厌恶系数及时间贴现因子的影响，简化形式为：

      

      (二)计量模型构建

      鉴于本文主要关注的是企业和机关事业单位这两类退休冲击对消费的影响，在式(7)的基础上，结合中国特定的经济背景和居民消费行为的实际情况，将解释变量分为3类：基本变量M、主要关注变量N和潜在变量Z，基本模型如式(8)所示：

      

      收入是影响居民消费的主要因素，因此，将中国居民的收入水平引入基本变量M中。其次，式(7)表明人口增长率也是重要因素，引入退休冲击作为本文的主要关注变量N。两类退休人员虽然所处的经济大环境相同，但碎片化养老保险制度使其收入替代率、对未来的风险预期和资源约束等大大不同，从而对消费的影响也就存在区别。因此，本文将退休冲击分为企业单位退休冲击和机关事业单位退休冲击。本文将实际利率水平这一典型反映经济波动和不确定性的变量作为潜在变量Z。另外，政策制度因素对居民消费也起着很大的作用。进而，引入变量政府财政支出水平以代表国家为刺激消费而做出的调控经济的制度努力。从间接作用机制中可知，退休冲击通过产业结构对消费产生影响，所以也将其纳入潜在变量Z中。因此，本文可以将式(8)具体细化为如下形式：

      

      其中，下标i表示地区，下标t表示年份，ε表示随机误差项。

代表城镇居民人均消费支出水平，是模型的被解释变量。在下文具体分析中，笔者不仅对城镇居民人均总的消费支出进行回归分析，而且对不同类别的消费支出(食品、衣着、家庭设备、医疗保障、交通通信、娱乐文化以及居住)进行估计检验，从而全面阐释退休冲击对中国城镇居民消费的影响。

是城镇居民人均可支配收入水平，

分别表示企业单位退休冲击和机关事业单位退休冲击，

表示实际利率水平。利率对消费有两种效应①，利率对消费的影响取决于两种效应的程度大小。

代表政府财政支出水平，政府财政支出对消费的作用目前存在两种对立的观点：“挤出”作用和“拉动”作用。

表示产业结构，居民消费行为本质上是一种“被动消费”，只能在市场提供的产品中选择消费，所以产业结构的变迁必定会对居民消费产生作用。各变量的具体说明见表1所示。

      

      (三)资料来源

      本文选取了除中国香港、中国澳门和中国台湾之外的中国大陆31个省、自治区和直辖市中的30个研究对象进行实证分析，西藏由于部分数据缺失而未被纳入到样本之中。鉴于数据的可获得性和研究的目的性，选择的样本区间是1998-2014年，所以，最终的面板数据集包括30个截面体在17年内的时间序列统计数据资料，共有450个样本观测值。

      笔者采用的变量的数据主要来自于1999-2015年《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》、《中国人力资源和社会保障年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》。具体说明如下：(1)城镇居民人均消费支出和城镇居民人均可支配收入均来自1999-2015年《中国统计年鉴》。(2)企业单位退休冲击和机关事业单位退休冲击主要来源于1999-2006年的《中国劳动统计年鉴》和2007-2015年的《中国人力资源和社会保障年鉴》。本文以退休人数占城镇居民总人数的比重作为退休冲击。2006年及之前的《中国劳动统计年鉴》提供了1998-2005年全国各地区机关、事业和企业单位的离退休人数，但2006年之后这个指标不再发布，所以2006-2014年的资料来源于《中国人力资源和社会保障年鉴》“统筹范围内机关、事业和企业单位的离退休人员数”。历年分地区的城镇居民总人数主要来自《中国统计年鉴》和《中国人口和就业统计年鉴》，部分取自各地区的统计年鉴与国民经济和社会发展统计公报。(3)实际利率为名义利率减去通货膨胀率的值，本文以中国人民银行规定的历年一年期定期存款利率作为名义利率的代理变量，资料来源于《中国金融统计年鉴》。若同一年中有利率调整，以各个利率被实行的月份占12个月的比作为权重进行加权平均计算。通货膨胀率是通过居民消费物价指数(CPI)减去100%得到，各地区的居民消费价格指数(CPI)取自《中国统计年鉴》。(4)政府财政支出为各地区政府财政支出占各地区的生产总值比重，产业结构为各地区第二产业产值占各地区生产总值比重，数据均源自《中国统计年鉴》。需说明的是，所有数据均进行了平滑处理，以1997年为基期(1997年=100)对各地区消费者价格指数(CPI)进行基期处理，对人均消费和人均收入等指标值都进行了价格平减，从而剔除了价格波动的影响，使其成为可比价格的数据。

      (四)变量的描述性统计

      表2展示了本文样本数据的描述性统计，从中笔者可以观察到，30个地区之间的企业单位退休冲击、政府财政支出和产业结构的波动较大，其标准差分别为5.97，7.69和8.18，变动范围分别是1.48%～87.08%，4.68%～61.21%和10.44%～66.42%，而其余变量则呈现出比较稳定的变化趋势。

      

      四、实证结果分析及解释

      (一)静态面板数据模型分析

      本部分的静态面板数据模型是指不考虑可能存在的动态结构，即模型中不包含因变量的滞后项。在此笔者分别使用混合OLS、固定效应和随机效应模型估计三种估计方法进行实证检验。由式(9)可知，本部分要估计的方程是：

      

      本文首先对基本变量和主要关注变量进行回归，然后将实际利率、政府财政支出和产业结构3个潜在控制变量作为稳健性分析时的检验变量加入模型中。被解释变量除了城镇居民人均总的消费支出，还包括城镇居民的消费结构，即不同类别的消费支出。

      1.实证检验及结果分析。

      (1)退休冲击对城镇居民总消费水平的影响。表3报告了退休冲击对城镇居民总消费支出的影响。在3种不同估计方法下，人均可支配收入对城镇居民消费支出均在1%水平上呈现高度显著正向作用，且影响系数在0.75～0.79之间。这一方面与随着收入水平提高而增加消费支出的现实相符，另一方面也很好地支持了以凯恩斯绝对收入消费理论为代表的经典消费函数理论。在混合OLS估计下，企业单位退休冲击对居民消费的影响为负，且在1%的置信水平上高度显著，其每上升1%会带来居民消费水平2.508%的下降。而机关事业单位退休冲击则显示为相反且显著性稍低的作用效应，影响系数为0.755，在5%的水平上对居民消费有显著正向影响。固定效应和随机效应估计下的结果与混合OLS是相一致的，即表现为企业单位和机关事业单位这两类退休冲击对居民消费产生了显著的异质性效应。

      

      结合理论可以更为深入地了解“隐藏于”直观统计数据背后的现实状况。企业和机关事业单位退休冲击对城镇居民消费的异质性作用主要体现在其一负一正的影响方向。在探究其背后原因时，考虑到两类退休人员所处的经济大环境是相同的，所以笔者排除了不可预期的经济系统因素，因而，对其中原因的解释主要有以下几种：

      一是养老金替代率的差异性。对于退休人员而言，养老金财富是其收入来源的重要组成部分，同时消费对收入具有高度敏感性。它不仅能直接引起退休后这两类人群的收入和消费差异，还能间接作用于两者退休前的家庭财富积累、储蓄和消费等，从而对整个社会的消费等产生影响。双轨制退休政策带来的最直接后果就是企业退休者和机关事业单位退休者的养老金替代率的巨大差异，较低的收入替代率使得收入骤降的企业退休人员选择了减少消费支出以维系基本生活，而企业退休人员数占城镇居民人口数比重相对较大，所以企业单位退休冲击对消费产生了负向抑制作用。相对地，机关事业单位退休者由于较高的养老金替代率，其退休前后的收入水平变化不大，不会明显地减少消费支出，进而对整体的居民消费产生的正向影响也相对较小。

      二是群体主观偏好的差异性。由式(7)可知，相对风险厌恶系数以及时间贴现因子也是影响居民消费的重要因素。由于机关事业单位人员在整个生命周期中的收入较高，退休双轨制下具有较高的养老金替代率，短期和长期的收入水平相对稳定且波动程度低，其相对风险规避系数较低，从而带来较高的对未来消费风险的容忍度，对消费有积极的正作用。机关事业单位人员的主观贴现因子为0.942，大大高于企业单位人员的0.797，具有较低贴现因子的企业退休冲击对城镇居民消费产生了负影响。

      三是收入变化路径的差异性。由于企业人员的持久性收入波动显然大于机关事业单位人员，而持久性收入波动对消费者收入的影响更强，这便进一步加剧了企业单位人员的相对收入风险。另根据持久收入消费理论，对居民消费支出起决定作用的是持久收入。因此，拥有波动大的持久收入和高收入风险的企业人员退休冲击对居民消费造成了负向影响效应，而机关事业退休冲击对居民消费则呈现出较小的正向调节作用(见表4～表6)。

      

      

　

      (2)退休冲击对城镇居民消费结构的影响。由于退休冲击会带来收入、闲暇时间等方面的变化，而且，退休老人作为“纯”消费群体，必然会对整体社会消费结构产生影响。表4至表6报告了两类退休冲击对城镇居民消费结构的估计结果，人均可支配收入对这7项支出均呈现出类似的高度显著正向影响，影响系数在0.6～1.3之间。两类退休冲击对其各自的影响存在差异：

      一是退休冲击对食品消费支出的影响。三种估计法对食品支出的估计结果呈现出了一致性，两类退休冲击的影响有差异，同时参照0.0024的Hausman检验值，本文以混合OLS和固定效应模型的结果为主。企业退休冲击对食品消费支出的影响系数分别为-1.798和-5.154，这主要是由于年龄的增加使得退休人口进入生理衰退期，对基本食品的摄入量和需求量渐渐减少，同时对食品类别的选择也变得较为局限，主要偏向于一些健康保健食物，从而使得退休人口的食品消费支出下降，进而拉低了居民食品消费支出。机关事业单位退休冲击却相反地拉升了居民食品消费支出，但幅度较小。可能解释是机关事业单位人员普遍享有单位食堂的免费或廉价福利食品，他们在退出劳动市场之前基本没有或只有很低的食品消费支出，退休后失去了这种福利，食品消费支出相对而言增加了，但由于事业单位人员占比较小，其对总体城镇居民食品总消费的正向影响是很微弱的。

      二是退休冲击对衣着消费支出的影响。Hausman检验值为0.410 9，表明随机效应模型更为有效，在混合OLS估计下，两类退休冲击对衣着消费的影响分别是-1.797和0.104，但均不显著。随机效应模型下分别为-6.852和1.603，均在1%的置信水平上高度显著。两类退休冲击对居民衣着消费的不同作用方向主要源于二者的消费观念不同，机关事业单位退休者消费观更大胆前卫且多年的工作性质和自身财富积累使得他们更加注重生活品质，追求“体面生活”，从而偏向于购买高质量高价格的服饰，促进了居民衣着消费的提高。企业退休人员则完全相反，保守谨慎的消费行为和自身财力的有限决定了他们的“平民生活”，退休后对衣着方面的要求更加低，舒适得体即可，从而减少了居民的衣着消费支出。

      三是退休冲击对家庭设备用品及服务消费支出的影响。混合OLS和固定效应估计下，企业退休冲击与居民家庭设备服务消费支出均无显著相关关系。由于家庭设备等属于耐用消费品，居民对其的需求一般为刚性需求，所以退休冲击对这方面的影响较弱。但机关事业单位退休冲击对其表现出了低水平显著的正向影响，混合OLS和固定效应估计下的相关系数分别为0.672和2.144，均在10%的水平上显著。这可能是追求“高档生活”的机关事业单位人员在退休后为了享受老年生活，会选购一些高端的家庭设备，同时“4+2+1”的家庭结构使得子女照顾老人变得比较困难，于是有条件的机关事业单位退休老人对高档养老院、私人养老护理等的需求增加。这些会在一定程度上给居民的家庭设备服务消费支出带来一定的正向效用。

      四是退休冲击对医疗保健消费支出的影响。两类退休冲击都使得居民的医疗保健支出增加了。这是因为退休老人生理机能逐渐衰退，患病的概率大大增加，对医疗的开支就会相应提升。同时，他们比之前更加注重养生和保健，保健方面的消费也会随着提高，这必然会增加城镇居民的医疗保健支出。但是，企业退休冲击对其影响的程度和显著度均大于机关事业单位，混合OLS下的企业退休冲击的影响为0.246%，且在1%的置信水平上显著，机关事业单位退休冲击的影响仅在10%的水平显著。固定效应估计下的企业退休冲击的影响依旧在1%的水平上显著，影响程度为0.647%，机关事业单位退休冲击在5%的水平上显著影响居民医疗保健支出，影响程度小于前者，为0.058 5%。这可以从医疗制度的角度进行解释，1998年，中国在城镇地区实行城镇职工基本医疗保险制度，由单位和个人共同缴费，分社会统筹账户和个人账户，但是医药费报销的部分仅占很少比例，大部分都还需自费，所以“看病贵、看病难”一直是困扰中国居民的长期问题，尤其是对于退休后年老多病的普通企业职工。相比之下，机关事业单位人员的情况则好很多。

      五是退休冲击对交通通信消费支出和居住消费支出的影响。计量结果显示两类退休冲击对居民居住消费支出的影响不明显，企业单位退休冲击在混合OLS和随机效应估计下均不显著，机关事业单位退休冲击在10%的水平上显著，系数分别为1.004和0.979。住宅是耐用消费品，所以两类退休冲击对其几乎不产生影响或者只产生很小的作用。机关事业单位退休冲击对其产生的微弱正效应可能与中国的房地产改革相关，居高不下的房价致使很多年轻人成家的住房支出由父母承担，另外有足够资金的退休者还会同时购买多套住房，进行住房投资，在一定程度上会带动居民居住消费支出的上升。

      六是退休冲击对教育文化娱乐服务消费支出的影响。两类退休冲击均导致城镇居民在教育文化娱乐服务的消费支出增加。有效的混合OLS和固定效应的估计结果显示，企业退休冲击在两种估计方式下对其的影响系数分别为4.665和5.082，分别在1%和5%的水平上显著。机关事业单位退休冲击的显著水平一致，系数分别是1.279和1.28。这里系数小于企业退休冲击的可能原因是人数占比较小，因此影响的程度也就相对小。两类退休冲击带来正效应是因为：一方面，中国退休老人受利他消费心理的影响，在其整个生命周期中对子女的消费支出都是占据大部分的，现如今“啃老”现象的盛行，这无形中增加了他们本不该有的教育支出。因此，退休人群对教育文化娱乐服务消费的增多拉升了整体居民的消费水平。

      2.稳健性检验。

      本文选择了3个主要潜在控制变量：实际利率水平、政府财政支出水平和产业结构添加到计量方程中，以观察各个主要解释变量的系数、影响方向以及显著度是否具有稳健性，从而确保估计检验结果的准确性和科学性。

      (1)退休冲击对城镇居民总消费水平的稳健性检验。3个潜在控制变量对居民总消费支出水平整体上有解释作用。对比表3的回归结果可以发现，虽然笔者关注的主要解释变量的回归系数值的大小有所变化，如混合OLS下，LY的系数由0.784减少为0.743，REP的系数由-2.508变为-4.097，RSP的系数由0.755增加为1.024，但各变量的作用符号和显著性均未发生明显的改变。这表明回归结果具有良好的稳健性，计量结果准确可信。

      (2)退休冲击对城镇居民消费结构的稳健性分析。将退休冲击对城镇居民消费结构的回归估计结果对比分析发现②，加入潜在控制变量后，3个主要变量的影响符号和显著度都保持着较好的稳定性：其一，人均可支配收入对7项支出的显著性依然全部保持在1%的置信水平，且作用方向不变。其二，两类退休冲击对城镇居民消费结构的影响变化中，对食品消费支出的影响依然是一正一负，企业退休冲击的影响程度变大，机关事业单位的退休冲击的影响程度变小，但变化程度较小，对其他6项消费支出的作用效应也是类似，除了系数大小的略微浮动外，其他均保持平稳。这意味着对城镇居民消费结构的实证检验结果具有稳健性。

      (二)动态面板数据模型识别

      前文有关退休冲击对居民消费影响的理论基础中笔者提到过相对收入假说，指出居民消费支出不仅受现期收入的影响，还会受前期消费习惯和行为的影响，即居民消费存在“棘轮效应”。而中国居民在现实消费中也不例外，其消费习惯的路径依赖性很强，所以在上文的静态面板数据模型分析的基础上，本文加入被解释变量的滞后一期项，进行动态面板数据模型识别，计量模型为：

      

      其中，

表示被解释变量城镇居民消费的滞后一期项，其余的变量均与静态分析时的式(10)相同。首先对基本变量和主要关注变量进行回归，然后将实际利率

、政府财政支出

和产业结构

3个潜在控制变量加入动态模型中进行稳健性检验，以表明估计方程的稳健性和准确性。

      由于本部分的计量模型是考虑了因变量滞后项的动态面板模型，这可能会带来自相关和内生性问题，若依旧采用固定效应或随机效应模型进行回归分析，会造成解释变量的有偏估计。(1)城镇居民消费水平较其他年度数据具有更大的惯性，动态面板GMM能比较好地识别这种惯性。(2)居民消费支出和一些解释变量之间很可能是同时决定的，这便会导致解释变量的内生性问题，而动态面板GMM可以很好地控制内生性问题。(3)动态面板GMM使用差分转换进行分析，这样可以克服不可观测变量与解释变量相关的问题或遗漏变量问题。因此，采用更适合动态面板模型的广义矩估计(GMM)进行动态分析(见表7)。

      1.实证检验及结果分析。

      (1)退休冲击对城镇居民总消费水平的动态影响效应。表7显示，四种GMM方法下Sargan检验的P值依次为0.993，0.993，1和1，这表明工具变量是整体有效的；同时由AR(2)的P值可知不存在二阶序列相关，从而断定该模型的随机扰动误差项无序列自相关，符合有效估计的要求，模型设置较合理。本部分重要分析主要观察混合OLS和两步系统GMM的检验结果，其他的估计结果作为参考对比分析。

      首先来看滞后一期的居民消费水平和人均可支配收入对居民消费水平的影响。两种估计方法下均在1%的置信水平上高度显著。这不仅支持了相对收入假说的“棘轮效应”，而且证实了中国居民消费习惯的稳定性。虽然中国从计划经济走向市场经济后居民接受了新思想，一定程度上转变了消费行为和消费习惯，但是中国几千年的传统文化对居民的影响根深蒂固，大部分中国居民的消费行为仍较谨慎，崇尚勤俭节约的传统美德，这种消费惯性是长期的且需要一个漫长的过程才能有所改变。人均可支配收入对居民消费水平的影响结果与静态分析中是一样的，在1%的水平上显著为正。这意味着不管考不考虑动态结构，不管在短期还是长期，收入水平都会是居民消费水平的重要影响因素，而且是正向作用。

      其次，重点分析企业和机关事业单位退休冲击对城镇居民消费水平的影响。动态结构下两类退休冲击的影响效应较之静态分析时有些许变化：两者的影响程度均变小了，企业单位退休冲击从2.508%～6.975%降至1.91%～5.524%，机关事业单位退休冲击则从0.755%～1.751%减为0.387%～0.606%。机关事业单位退休冲击的显著度增加了，由在5%水平上显著变为在1%的水平上显著。对于影响程度减小这一现象可能是因为考虑了动态结构的情况偏重于长期效应的分析。退休人口占总人口的比重增大，退休群体突然转变社会角色，从收入到消费行为等各方面都会发生较大的转变，在短期这种冲击对居民消费的作用是明显且强烈的。但从长期来看，退休人口的各种消费行为习惯也基本保持稳定，此时的冲击影响力度便会渐渐变小。而动态结构中二者对居民消费的异质性影响依旧是存在的，企业单位冲击对居民消费具有反向抑制作用，而机关事业单位退休冲击则相反。

      (2)退休冲击对城镇居民消费结构的动态影响效应。结果显示③，5种估计方法下，食品消费支出一期滞后项对其影响为正，在10%的水平上显著，这表明城镇居民在食品消费支出上的消费习惯很弱，源于城镇居民的食品主要是市场供给的，相对来说比较稳定。另外，依据恩格尔消费理论，食品消费支出占总消费支出的比重(恩格尔系数)在短期内会随着收入的增加而减少，而当收入上升到一定程度时，恩格尔系数在长期内会趋向稳定状态。结合中国的实际情况，从2000年至今，中国城镇居民的恩格尔系数在35%～40%间徘徊，表明中国城镇居民已经达到相对富裕水平④，同时看到城镇居民的食品消费支出水平呈相对稳定状态，所以长期内趋于稳定状态的食品支出水平将基本不受或很少受前期支出的影响。

      企业单位退休冲击在混合OLS和一步差分GMM下不显著，在另三种方式下均高度显著，在两步差分GMM时为正影响，一步和两步系统GMM时为负影响。观察Sargan检验和Hansen检验值后，本文以一步和两步系统GMM的估计结果为主，即企业单位退休冲击每上升1%会带来城镇居民食品消费支出3.376%或3.398%的下降。机关事业单位退休冲击仅有在两步差分GMM和两步系统GMM下显著，另三种估计方式下均不显著，同样以两步系统GMM的检验结果为主。导致两类退休冲击对食品消费支出相反作用方向的原因与静态时类似。

      滞后一期衣着消费支出高度显著影响当期衣着消费支出，说明中国城镇居民在衣着消费行为方面存在明显的“惰性”。这种“惰性”体现在现实生活中就是中国城镇居民对衣着消费有着特别的偏爱，属于其经常性消费项目，这一现象是符合当今中国现状的。越来越懂得追求生活品质的中国城镇居民对于穿衣的要求不再仅仅满足于最基本的需求，更多的是人们身份地位的彰显与代表，这种消费惯性在长期内还会延续下去。考虑到动态结构和Sargan检验值，本文选择一步和两步系统GMM估计结果进行主要分析：首先看企业单位退休冲击在两种方法下均在1%水平下反向作用于城镇居民衣着消费支出，这可能与企业退休老人的消费特性有关，一方面老人对服饰要求大大减少，得体舒适即可，另一方面收入的减少也令他们适当缩减了这部分的开支。机关事业单位退休冲击在一步系统GMM下不显著，但是在两步系统GMM下呈高度正显著，这应该与机关事业单位退休人员更注重生活品质有关，而且退休后的物质条件也允许其维持原本的消费行为。

      中国城镇居民的医疗保健消费支出受上一期消费的正向影响。这类消费主要与个人的身体健康相关，在中国不完善的医疗体制下，对于普通居民来说，看病的消费支出太庞大，“因病致贫、因病返贫”的案例屡见不鲜，所以就会形成一种“大病小治、小病不治”的恶性循环，从而消费惯性得以存在。鉴于两步差分GMM和两步系统GMM的AR(2)的P值为0.004，表明模型存在序列自相关。另外，一步系统GMM的Sargan检验P值为1，大于一步差分GMM的，意味着一步系统GMM估计更加有效，所以有关退休冲击的分析笔者以一步系统GMM为准。企业单位退休冲击带来城镇居民医疗保健消费支出6.675%的下降，机关事业单位退休冲击带来城镇居民医疗保健消费支出0.615%的上升。前者的下降可能是因为医疗消费的价格上升和退休冲击带来的收入下降使得他们人为地抑制了这部分消费支出。后者的上升可能是由于物质和时间的丰裕使得他们更加注重养生以延年益寿，从而增加了这方面的开销增加。

      交通通信消费支出的动态估计结果显示⑤，中国城镇居民交通通讯消费支出的滞后一期项对当期消费的正向影响不是很显著，即中国城镇居民在这类消费上的消费惯性较弱或者不明显。这类消费支出是为了迎合人们对于效率和信息交流等的需要，其在很大程度上是由基础设施和经济环境决定的，科技和市场的快速发展促使人们在这类消费上很少遵循“惯性”，与时俱进的迫切要求令“棘轮效应”的作用变小。Sargan检验P值为1，Hansen检验P值为0.99，以及0.277的AR(2)检验P值一致表明两步系统GMM的估计结果最为理想。结果显示两类退休冲击与交通通讯消费支出均不相关。这与静态分析时的状况是一致的，即这类消费支出在城镇居民的总消费支出中占据着相对较大的份额，是其日常生活中重要的开支项目，具有相对独立性，受退休冲击的影响较小。

      教育文化娱乐服务消费支出的前一期对当期的影响甚微，这意味着居民在这类消费支出上没有形成消费“惰性”。这是因为城镇居民的这类消费支出在以教育支出为主导的基础上，开始逐渐呈现多样化态势，如中老年群体也对娱乐类消费有了浓厚的兴趣，如此多样化的内部消费结构令其“摆脱”了居民消费惯性的“干扰”。在5种估计方式下两类退休冲击对居民教育文化娱乐服务消费支出均表现出显著正影响，企业单位退休冲击影响幅度为3.029%～10.73%，机关事业单位退休冲击影响幅度为0.491%～2.408%。由于退休后的闲暇时间增多，与闲暇具有互补性的文化娱乐消费支出便随之增多，加之对孙辈和自己教育的投入上升，从而拉动了整个社会居民在这方面的消费支出水平。

      居住消费支出的动态估计结果⑥中国城镇居民的居住消费支出受上期的影响较小，统计结果或不显著，或在10%水平上显著。由于住宅属于大型耐用消费品，居民对其的消费不存在连续性，因此，居民消费支出就没有表现出明显的“消费惯性”。由于系统GMM的Sargan检验P值为0.997大于差分GMM的0.302，所以系统GMM的估计结果较之差分GMM更为理想。在混合OLS、一步和两步系统GMM估计之下，企业单位退休冲击表现出负向影响。机关事业单位退休冲击均在10%的水平上正显著。两者表现出异质性影响是因为居住支出是居民生活必不可少的基本消费内容之一，而与房地产市场联系较为紧密的城镇居民居住支出受收入和价格波动的影响较大，同时需要一次性投入多年的积累资金，所以对于企业退休者来说，在满足基本需求的基础上对其的消费显得更为理性和保守，一定程度上会抑制城镇居民此方面的消费。机关事业单位退休者资金充足，会从长远角度进行房地产投资，为下一代谋取福利，这可以作为其拉动居民居住消费水平的一个合理解释。

      2.稳健性检验。

      (1)退休冲击对城镇居民总消费水平的稳健性检验。在控制了三个潜在变量后，基本识别时的主要变量都保持着较好的稳健性，人均可支配收入的稳健性最好，除了系数大小的略微浮动外其他均没有改变。居民消费水平的滞后一期项和两类退休冲击的系数大小和个别估计方式下的显著度有微弱改变，其他也均保持不变。因此，检验结果有良好的稳健性。⑦

      另外三个潜在控制变量对整个模型也具有显著的解释作用，考虑到估计结果的理想性，本文以两步差分GMM和两步系统GMM的检验结果为准。首先看实际利率水平(IR)，与静态分析时不同，动态结构中实际利率对城镇居民总消费支出是正向影响，在两种估计方式下均在1%的水平上高度显著，说明在动态结构中利率对消费的收入效应大于替代效应。即从长期看，利率上升意味着城镇居民未来的利息收入增加，乐观的未来预期会使他们增加当前的消费支出。其次，政府财政支出和产业结构对城镇居民总消费水平的影响与静态分析时相同，均为显著正向效应。这意味着即使在动态结构中，政府财政支出对居民消费的“拉动效应”大于“挤出效应”，但是估计系数的下降说明政府财政政策的宏观调控作用是有限的。产业结构的估计系数和显著度均较静态时有所提升，这意味着产业结构对居民消费的贡献在长期中越来越凸显。

      (2)退休冲击对城镇居民消费结构的稳健性检验。从稳健性检验结果来看，人均可支配收入水平的稳健性最强，除估计系数值大小的微小变动外无其他变化。其次是各项消费支出的滞后一期项，估计系数大小有所变化，且在小部分的估计方式下显著性有所改变。两类退休冲击的稳健性总体较好，对个别消费支出项的影响方向有所变化，最明显的是教育文化娱乐服务支出，基本识别时两类退休冲击对其均为显著正向作用，而稳健性检验时企业单位退休冲击在混合OLS和一步、两步系统GMM下均为负向效应，机关事业单位退休冲击在一步、两步差分GMM下为负向作用。因此，结果基本上是稳健的。

      五、结论和政策含义

      (一)研究结论

      本文基于中国人口老龄化的大背景下，联系当今社会养老金双轨制的现实状况，从两类退休冲击的视角切入，研究两类退休冲击对中国城镇居民的总消费支出水平和消费结构的异质性影响。从短期和长期综合考虑，理论和实证相结合，并且分静态和动态进行研究。

      (1)静态和动态面板模型的估计结果均显示两类退休冲击对中国城镇居民的总消费水平和消费结构均存在异质性影响。具体体现在：一是在社会总消费支出水平方面，企业单位退休冲击对其具有显著抑制作用，而机关事业单位退休冲击对其具有显著正向效应，但后者的显著度和影响程度均低于前者。二是在社会消费结构方面，静态面板模型中，企业单位退休冲击对医疗保健和教育文化娱乐服务消费支出都是高度显著正作用，对食品和衣着消费支出有高度显著负影响，对家庭设备用品及服务、交通通讯以及居住消费支出无显著影响。动态面板模型中，企业单位退休冲击带来负向作用的消费项目有食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健和居住消费支出，正向影响的是教育文化娱乐服务消费支出，不相关的是交通通讯消费支出。而机关事业单位退休冲击对居民消费的影响在静态和动态两种情况下的结果相一致，与交通通讯消费支出不相关，与其他消费支出项目均有不同程度的显著正相关关系。

      (2)滞后一期的居民消费支出对当期的消费有显著正影响，说明居民相对固定的消费习惯使消费产生了惯性。另外，中国城镇居民在衣着、家庭设备用品及服务和医疗保健支出方面存在显著的消费习惯，在食品、交通通信、教育文化娱乐服务和居住消费方面的消费习惯不显著。

      (3)不管是静态分析还是动态识别，在加入3个潜在控制变量后，原模型中的变量依然保持着原有的显著性，意味着两种情况下的估计结果都具有良好的稳健性。此外，新加入的变量对模型也具有解释作用：一是静态分析时，实际利率会抑制居民总消费支出水平，对家庭设备用品及服务消费支出是正向影响，与其余6项消费支出均是负相关关系。动态识别中，它会提高居民总消费支出水平，对于食品和衣着类经常性的消费项目以负向作用为主，对其他5类消费支出则呈现出正向作用。二是政府财政支出水平的估计结果在静态和动态情况下基本一致，对城镇居民总消费支出均显著为正。对家庭设备用品及服务和教育文化娱乐服务消费支出均显著为负，静态时负向影响居住消费，动态时相反，其余4项消费支出均受其正向影响。三是产业结构在静态和动态两种情况下都会正向促进城镇居民总消费支出水平。静态时，对家庭设备用品及服务的影响不显著，其他均显著。其中，食品、交通通讯和教育文化娱乐服务支出呈现出负相关关系，而衣着、医疗保健和居住支出呈现出正相关关系。动态识别时，与各项消费支出基本不存在显著关系。

      (二)政策含义

      1.改革退休双轨制，释放并轨改革的消费效应。

      研究结论表明，养老双轨制是机关事业单位和企业单位退休冲击对中国城镇居民消费造成异质性影响的关键诱因。鉴于此，为了确保社会公平、应对退休危机以及刺激居民消费，中国社会保障制度改革的方向将是养老保险制度并轨。目前已经启动，下一步将是提高企业退休者的养老待遇进而缩小两类人群的差异。改革中必须遵循的最关键原则是不能违背刚性发展特征，即改革不能降低机关事业单位退休者的养老待遇水平以缩小差距，只能提高企业单位退休者的养老待遇，否则并轨后的制度仍是无实质性的改变。具体措施有：(1)构建多层次的养老保险制度体系，可表示为“基本养老保险+年金制度+个人储蓄养老保险”。(2)科学调整养老待遇计发办法，重点关注“中人”的待遇问题。(3)加大政府财政支出力度，提高社会保障支出比重，积极消化并轨转制成本。

      2.积极贯彻“健康积极老龄化”，应对消极退休冲击。

      从加入因变量滞后一期的动态面板模型中可以发现，从长期来看，企业单位退休冲击对城镇居民消费的负面效应会继续存在。鉴于此，既然短期内无法有效解决这一危机，从长期可持续稳定发展的视角思考，不应片面地消极排斥这一现象，而应积极贯彻“健康积极老龄化”原则，尽量满足退休老人物质和精神各方面的需求，提高其生活质量，增加其生活幸福感，将“退休冲击”合理内化为正常的“社会角色转换”，进而使得在整个过程中退休冲击对居民消费乃至社会经济发展的抑制效应降到最低。

      3.完善养老、医疗等社会保障体系，稳定居民消费预期。

      动态面板模型的估计结果说明中国城镇居民消费存在“棘轮效应”，受其消费习惯的影响较大。例如企业单位人员，他们长期处于碎片化的社会保障体系下，不完善和匮乏的保障机制使其对未来消费预期十分不稳定，增加了其对未来消费的不确定性，从而引起较强的预防性储蓄动机，弱化了消费动机。长期受消费习惯制约的居民在市场经济的发展下虽然会一定程度弱化这种“消费惰性”，但是这种趋势不显著并且是一个很漫长的过程。因此，若仅仅是通过增加居民短期收入的方式刺激消费，不会得到理想的持续效果，应该要努力完善养老、医疗等社会保障体系，消除居民对未来消费的后顾之忧，减少未来不确定性对居民消费的负向作用。同时减少居民受传统消费观念的影响，建立消费信用机制等良好的经济环境，增加居民消费信心，从而有效提升中国城镇居民的消费动机和意愿。

      4.调整市场结构，推动老龄产业和银发市场的发展。

      静态和动态两种情况下退休冲击对城镇居民消费结构依然存在异质性影响，且影响方向有正有负，影响程度也有差异。由此，在面对退休冲击带来的负面效应和压力的同时，应不断发掘其带来的发展机遇，针对退休老人的消费特征，应积极开拓老年消费市场，发展老龄产业，刺激退休老人的消费需求，如发展老年日用品产业、老年服务产业、老年教育产业、老年文娱产业以及老年房地产产业等。人口老龄化将是一个长期发展的过程，因此瞄准市场机遇，调整市场发展结构，挖掘退休老人的潜在消费意愿，这既有利于促进老年消费从而提升整个社会居民的消费，还有助于转型期中国在经济“新常态”下，发掘新的经济增长“引擎”。

      5.关注潜在影响因素，提升居民消费支出。

      在检验模型稳健性时添加的与消费有关的潜在变量均有较好的解释效应，这表明影响居民消费的因素有很多，应积极关注这些因素，寻求刺激居民消费的多样化方式：(1)根据不同情况下实际利率对居民消费产生一定的影响可知，居民消费对通货膨胀率比较敏感。由此，转型期的中国在发展经济的同时应时刻注意稳定物价，抑制高通货膨胀的出现，稳定居民持续消费的信心。同时从利率角度出发，可以逐步适当转变居民传统的“自我积累型滞后消费”为“信贷型适度超前消费”，发展消费信贷，从而令利率成为调整消费的有效金融政策工具。(2)政府财政支出也对消费有一定的作用，虽然作用是有限的。因此在短期内可以通过增加政府财政支出水平促进居民消费，但是长期来看，效率是低下的，所以还需优化财政支出结构，同时结合其他政策，实现财政经济政策的长期高效。(3)以第二产业产值比衡量的产业结构主要是通过收入分配、经济增长等路径间接作用于居民消费，影响不显著。本文认为优化产业结构、推动产业结构升级和转型亦会提升中国社会的消费水平。

      感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应的修改，本文文责自负。

      ①替代效应和收入效应，前者指利率的提高会使人们增加当前储蓄从而减少当前消费；后者指利率的提高会增加居民对未来利息收入的预期，从而增加对当前消费的信心。

      ②鉴于篇幅所限本文没有给出列表结果，感兴趣的读者可以和笔者索要。

      ③鉴于篇幅所限本文没有给出列表结果，感兴趣的读者可以和笔者索要。

      ④联合国粮农组织标准：恩格尔系数高于60%为绝对贫困；50%～60%之间为温饱水平；40%～50%之间为小康；30%～40%之间为相对富裕；30%～20%之间为富裕，20%以下为极其富裕。

      ⑤由于篇幅原因，本部分的稳健性结果，笔者没有给出，需要的可以直接和笔者联系。

      ⑥由于篇幅原因，本部分的稳健性结果，笔者没有给出，需要的可以直接和笔者联系。

      ⑦由于篇幅原因，本部分的稳健性结果，笔者没有给出，需要的读者可以直接和笔者联系。

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