中国人口年龄结构变化对城乡居民消费水平的影响
徐 雪,宋海涵
(首都经济贸易大学 经济学院,北京 100070)
摘 要 :为更准确反映人口年龄结构的动态变化对居民消费水平的影响,通过以消费者跨期最优消费理论为基础,结合城乡居民的消费特点,可推导出包含人口年龄结构变量的居民消费函数。考虑到中国的城乡二元经济结构,分别采用2002—2012年的中国省际面板数据对城镇和农村进行实证分析,探讨人口年龄结构的变化与消费的关系在城乡之间的异同。最后,根据实证分析结论,提出构建社会保障引导居民消费的相关政策建议。
关键词 :人口年龄结构;城乡二元经济结构;居民消费;社会保障;居民收入
一、问题提出
改革开放以来,伴随着经济的快速增长,中国居民的收入水平相应提升。但有两方面问题不容忽视,一方面,消费率长期处于较低水平,另一方面,自20世纪70年代以来,由于计划生育政策的实施,中国人口老龄化问题开始显现,2000年中国正式步入老龄化阶段。从数据上看,老年抚养比从1991年的9.00%上升至2015年注 从2013年起,国家统计局开展了城乡一体化住户收支与生活状况调查,2013年及以后的数据来源于此项调查。与2013年前的分城镇和农村住户调查的调查范围、调查方法、指标口径有所不同。所以从2013年起,城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入数据根据国家统计局推算结果得到。国家统计局从2016年起不再推算,所以本文选取的全国性数据截止到2015年。 的14.30%,少儿抚养比则从1991年的41.80%下降至2015年的22.60%。
随着世界各国人口老龄化问题越来越严峻,人口年龄结构与消费的关系也被纳入消费影响因素的研究范畴。本文将研究中国人口年龄结构与消费之间的关系,探讨人口年龄结构的变化是否是造成中国消费需求不足的因素之一。据统计,城乡居民消费率的变化趋势有很大的差异,从1991年到2015年期间,城镇居民的消费率呈上升趋势,农村居民的消费率却呈现出不断下降的趋势。与此同时,大量的农村青壮年进城务工和求学,在城镇工作、学习的农村人口原则上大多会按照常住人口被统计进城镇人口,这也加剧了城乡人口年龄结构的变化和差异。不仅如此,城乡老年抚养比的差距也在不断扩大,从1991年的0.4个百分点扩大至2015年的5.4个百分点。考虑到城镇和农村人口年龄结构、消费水平及经济发展水平的二元结构问题,本文将分别用城镇和农村的数据确立各自的面板模型,然后根据回归结果对两者之间的异同进行比较和原因分析。
国内学者对人口年龄结构和消费的关系研究中,主要做法是寻找消费的影响因素,再把人口年龄结构变量考虑进去,通过计量回归来分析人口年龄结构对居民消费水平的影响,但是对人口年龄结构变量的显著性以及消费水平的受影响程度大小并没有统一的结论。李文星等(2008)直接使用居民消费率的省级面板数据,对人口年龄结构和居民消费之间的关系进行实证研究,发现儿童抚养系数对居民消费的负影响并不大,老年抚养系数对居民消费的影响不显著[1]。王欢和黄健元(2015)将居民消费率作为个人消费的度量,构建居民消费率的随机游走模型,基于城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证研究,发现城乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著正相关关系,老年抚养比对城乡居民消费率的作用并不显著[2]。袁志刚和宋铮(2000)利用一个两期叠代模型,研究在一定的养老保险制度下,人口年龄结构的变动对个人最优储蓄率的影响,结果表明无论是哪种养老保险制度,未来劳动力数量的下降必将通过利率或代际转移总额的途径来影响个人的最优储蓄率,而且只要消费的跨期替代弹性小于1,未来劳动力的数量就会与个人最优储蓄率负相关[3]。王芳(2013)对人口年龄结构对居民消费的影响进行直接和间接路径的假设,并用结构方程进行检验,研究结果表明,人口老龄化通过直接和间接路径负向作用于居民的消费水平[4]。
本文将基于消费者跨期最优消费理论,并考虑中国居民的消费特点,推导出包含人口年龄结构变量的居民消费函数,以期更准确地反映人口年龄结构的动态变化对居民消费水平的影响;考虑到中国的城乡二元经济结构,本文将采用2002—2012年的省级面板数据,分别对城镇和农村进行分析,探讨人口年龄结构的变化与消费的关系在城乡之间的异同。
二、人口年龄结构变化对城乡居民消费水平影响的理论分析
人口年龄结构变化对消费需求既有直接影响,又有间接影响。居民在不同的年龄阶段有不同的需求结构、购买能力、消费结构和消费水平。由微观层面推广到宏观层面,整个社会人口年龄结构的变化,尤其是人口老龄化问题,自然会对整个社会的宏观消费水平和消费结构产生影响。
人口老龄化对消费产生直接影响,这种直接影响表现在购买能力、消费行为和消费结构等方面。第一,购买能力。老年人的收入主要来源于养老金、退休金、子女提供的抚养费和储蓄等,相比较于工作时期显然下降很多,而且农村的老人没有退休金,养老制度也不如城市完善,收入更少,农村老人通常依靠自有耕地自给自足,而很少在市场上购买商品或服务。老年人的购买能力自然伴随着收入水平的大幅下降而下降,当老年人口增多时,整个社会的购买能力显然是下降的。第二,消费行为。老年人的消费往往更注重实用性,也更为稳重,他们惯于选择经常使用的品牌。老年人勤俭节约,时间充足,经验丰富,很少发生冲动性购买。这些消费行为习惯制约了老年群体的消费水平,进而不利于全社会消费水平的提高。第三,消费结构。由于老年人的身体和生理变化,导致他们在食物方面的消费水平明显下降。老年人的服装更注重实用性,对款式和品牌没有特别的要求,加上勤俭节约的生活习惯,在衣着方面的消费也明显下降。老年人身体免疫能力下降,使老年人对医疗保健消费需求大为增加。相比于年轻人,老年人有更多的闲暇时间,会对文化娱乐和旅游等服务的消费需求增加,这些消费需求同时也带来餐饮、交通等方面的消费。总的来看,人口老龄化将减少食品和衣着的消费,增加医疗保健、文化娱乐和旅游消费。
人口老龄化对消费产生间接影响,表现在人口老龄化通过对劳动力供给、政府负担、劳动生产率和资本积累等的影响间接作用于消费水平。第一,劳动力供给。劳动力资源是确保经济增长的重要条件,人口老龄化所带来的劳动力供给不足将直接制约经济增长。第二,资本积累。根据生命周期理论分析,劳动年龄阶段人口的储蓄倾向较高,老年人储蓄倾向较低,老年人口比例的提高会降低储蓄率,同时,高抚养率使劳动年龄人口的负担加重,社会保障支出增加,进一步降低实际储蓄率,阻碍资本积累。第三,劳动生产率。人口老龄化一方面会降低劳动生产率,因为老年人的劳动能力及对新设备、新工艺、新技能的接受能力低,但另一方面老年人有丰富的工作经验,可以激励和指导后辈工作,提升生产积极性和创造力。第四,政府负担。人口老龄化的加剧会带来相关社会保障支出的增加,财政赤字扩大,政府采取的减少支出或增加税收的措施,又将制约经济增长。根据经济增长理论,劳动、资本和技术是经济增长的三个重要因素,老龄化导致劳动力和资本减少,将对经济增长带来严重的负面影响,制约居民收入的增长,进而影响居民消费。
由此可以看出,人口老龄化对消费的影响有正有负,总效应取决于老龄化正负效应的相对大小。不同程度的老龄化对劳动生产率、储蓄率等影响程度也不同,因此老龄化对经济增长和消费水平的影响不能一概而论,本文将以数据为支撑,进行实证分析。
三、中国人口年龄结构变化对城乡居民消费水平影响的实证分析
(一)模型建立
居民的消费支出具有阶段性的特点,人们在生命的不同阶段一般都存在一个特定的支出高峰和相应的储蓄目标。余永定和李军(2000)就以选择理论为基础,分析了中国居民的消费行为,推导出了一套符合中国居民消费行为特点的宏观消费函数,并且通过实际统计数据的检验证实了这个消费函数是有效的,能较好解释目前中国经济中的有关现象[5]。
本文将基于余永定和李军(2000)[5]的中国居民宏观消费函数的思想,以消费者跨期最优消费模型为理论基础,根据在一定的预算约束下消费者会选择使一定时期跨度内的效用现值最大化的消费和储蓄决策建立效用函数,再把人口年龄结构因素考虑进去,推导出符合中国居民消费特点的直接包含人口年龄结构变量的宏观消费函数,进而探讨人口年龄结构与消费的数量关系。
1.消费者跨期效用函数
张延(2010)假设消费者的效用函数为相对风险回避系数不变的效用函数:家庭在每一时点上选择收入中用于消费的部分和储蓄的部分,以最大化一生的效用。若c t 为t 时每一家庭成员的消费数量,u (c t )为即期效用函数,表示每一家庭成员在t 时的效用。家庭中每个个体的即期效用函数的形式为
由于两阶段OLS方法是建立在FE模型上进行的,且本文选用数据的30个截面数远远超过11期的时间长度,因此两阶段OLS方法截面数据特性更加突出,可以不考虑时间序列问题,但必须对异方差问题进行检验。本文通过对两阶段OLS模型进行异方差稳健性估计(见表3),对比进行异方差稳健性估计前后的两个OLS模型可以发现,各变量的系数、显著水平均一致,标准误差也基本没有差别,稳健性估计中工具变量的有效性也均通过检验,两个模型的R 2均为0.952。这说明考虑到内生性的模型不存在异方差问题,且存在很高的稳健性,拟合效果突出,回归结果具有可靠性。
选取我院2016年4月—2018年4月通过腹腔镜方式进行急性胃穿孔修补术的患者30例作为研究对象,其中,男性患者16例,女性患者14例,平均年龄(44.3±3.6)岁,发病到进行手术间的平均时间间隔(8.4±1.6)h,胃溃疡穿孔者12例,十二指肠溃疡穿孔者18例。所有患者均进行腹腔镜下的急性胃穿孔修补术,均无其他重要器官损伤、无精神障碍且对后期护理措施知情并签署同意书。
2.消费者的预算约束
设l t 为t 时15~64岁人口总数量;y t 为t 时0~14岁人口总数量;o t 为t 时65岁及以上人口总数量;为t 时少儿抚养比,表示0~14岁人口与15~64岁人口的比值;为t 时老年抚养比,表示65岁及以上人口与15~64岁人口的比值;为t 时15~64岁人口的人均消费水平(一个15~64岁家庭成员的消费水平)。设0~14岁人口的人均消费水平相当于15~64岁人口平均消费水平的α 倍,若为t 时0~14岁人口的人均消费水平,则岁及以上人口的人均消费水平相当于15~64岁人口平均消费水平的β 倍,若为t 时65岁及以上人口的人均消费水平,则表示t 时的物价水平,s t 表示t 期末家庭储蓄余额,表示t 时居民的可支配收入。
假设家庭中一个15~64岁人口创造社会产品所取得的收入要用来抚养相应抚养比的人口,即个0~14岁人口的消费和个65岁及以上年龄人口的消费,还要有一部分用来储蓄,则一个典型居民的两期消费模型的预算约束为:
(1)
(2)
两式相加,可得两期居民消费的预算约束为:
(3)
3.跨期最优消费模型
消费者的跨期最优消费行为可以描述为(储蓄引入会在模型中带来内生性):
工具变量有效性的检验中,识别不足检验的P 值为0.005 7,拒绝了存在识别不足的原假设;弱工具变量检验中统计量等于5.264,小于10%水平下的临界值19.93,因此不存在弱工具变量问题;过度识别检验中,统计量对应的P 值为0.187 0大于0.05,无法拒绝不存在过度识别的原假设,这证明利率与通货膨胀率在模型中作为人均实际储蓄的工具变量具有有效性。
来的是母亲的娘家人,拜过母亲和姐夫后,大舅、二舅和小舅就在凉棚下喝茶、抽烟,大声地询问是怎么回事,大声地骂娘。大舅妈和小舅妈拐进客堂,坐到母亲灵床边哭天抢地的。桃花和梨花也跟着大哭。哭过一场,大舅妈小声地问怎么回事?梨花摇摇头。大舅妈和小舅妈就拐到桃花那边,又问,桃花也不说什么。小舅妈就问她婆婆呢?桃花说在里屋。大舅妈和小舅妈就去里屋了。
首先,喷洒装置应采用环保型融雪剂,把对绿化带植物产生的影响降到最低。其次,喷洒装置安装会占用一定的绿化空间,原绿化带净宽为120 cm,装置安装后,管道节位置需占用26 cm,局部控制节位置需占用48 cm,如图14所示,使得绿篱的空间减小,部分绿植需要伐移。
则人均消费水平可表示为:
在其他条件不变的情况下,如果0<θ <1,那么少儿抚养比和老年抚养比的增加都会导致人均消费水平的下降。特别地,当θ →1时,此时在其他条件相同的情况下,少儿抚养比和老年抚养比的增加都会导致人均消费的下降。其中,下标为2的变量表示居民基于当前有关的价格水平、利率、通胀预期和收入等信息对未来相应变量的主观点预期。所以包含人口年龄结构变量的中国居民消费函数可表示为为通货膨胀预期,I 为利率水平,φ 、θ 、α 、β 为参变量。
从表1中可以看出,精矿铁品位62.19%,产率39.37%;次精铁品位44.16%,产率18.63%;尾矿铁品位8.49%。次精矿产率高,接近精矿产率的一半,增加了进一步处理(反浮选或离心机重选提质降硅)的难度及强度。
(二)实证分析
1.计量模型设定
根据包含少儿抚养比和老年抚养比变量的中国居民消费函数可以看出,居民的消费水平主要受实际可支配收入、少儿抚养比、老年抚养比、实际储蓄存款余额、通货膨胀预期、利率水平和物价水平的影响。
2.数据获得与处理
lnRC =β 0+β 1lnRYD +β 2lnFY +β 3lnFO +β 4lnPE +β 5lnI +β 6lnCP +β 7lnRS +μ
其中,RC 是人均实际消费水平,RYD 是人均实际可支配收入,FY 是少儿抚养比,FO 是老年抚养比,PE 是居民的通货膨胀预期,I 是一年期存款基准利率,CP 是居民消费价格指数,RS 是人均实际储蓄存款余额,μ 是随机干扰项。因为主要研究人口年龄结构与人均实际消费水平之间的关系,在此将FY 、FO 确定为解释变量,RYD 、RS 、I 、PE 、CP 确定为控制变量。
由于城镇和农村人口年龄结构、消费水平及经济发展水平存在二元结构问题,所以本文分别用城镇和农村的数据确立各自的面板模型,然后根据回归结果对两者之间的异同进行比较和原因分析。
因此,本文建立如下对数线性回归模型:
本文选取省级面板数据研究中国城乡人口年龄结构和消费之间的关系,数据时间跨度为2002—2012年[注] 2013年城镇居民人均可支配收入和农村居民纯收入统计口径调整后,国家统计局仅公布了2013—2015年三年间的全国推算数据,分省的面板推算数据并未进行公布,因此为保证统计口径的一致性,本文实证分析所用面板数据截至2012年。 ,以中国各省级区域作为横截面。由于数据获取原因,城镇数据为除港澳台外31个省级区域的数据,共计341个样本量;由于西藏农村数据的缺失,农村面板数据由30个省级区域构成,共计330个样本量。上述数据中,各地区城乡居民人均消费数据、城镇居民人均可支配收入数据、农村居民人均纯收入数据和居民消费价格指数都来自国家统计局。各地区城镇和农村的少儿抚养比、老年抚养比数据是根据2003—2005年的《中国人口统计年鉴》和2007—2013年《中国人口和就业统计年鉴》整理计算得出。各地区城乡居民储蓄存款余额数据是根据2003—2013年《中国金融年鉴》整理得出。通货膨胀预期是根据M2的历史值计算得出,PE =[M2/M2(-1)+M2(-1)/M2(-2)]/2。一年期存款基准利率数据来源于万得资讯(Wind)。
为了检验xtscc命令修正后的模型各变量之间是否存在多重共线性,进一步说明估计结果的合理性,在此给出该模型的方差膨胀因子(表2),杨梅等(2012)指出一般情况下认为VIF≥10时,解释变量间存在严重的共线性,且VIF值越大,说明解释变量之间的共线性程度越强[7]。
基于静态面板模型,采用2002—2012年的面板数据,通过Stata软件对城镇居民消费模型进行回归分析,分别采用固定效应(FE)模型、随机效应(RE)模型,回归结果对比如表1所示。FE模型和RE模型中,R 2均达到了90%以上,模型具有十分突出的拟合效果。观察两个模型参数估计的实际意义和显著性水平,FE模型结果反映出城镇少儿抚养比和人均实际消费水平之间存在正相关关系,且在10%的置信水平下显著,老年抚养比和人均实际消费水平之间的关系并不显著;RE模型回归结果反映出城镇少儿抚养比和人均实际消费水平之间的相关关系并不显著,而老年抚养比和人均实际消费水平之间则存在着高度显著的正相关关系。
利用Hausman检验在FE模型和RE模型之间筛选更为有效的估计方法,设原假设为RE模型更加有效。对于Hausman检验而言,其检验结果服从chi-square分布,统计量应当为正值,然而本文利用Hausman检验对上述两个模型进行检验,得到的统计量为负值,并非有效的检验结果,因此需要对其进行相应的修正。分别利用FE模型的方差-协方差矩阵和RE模型的方差-协方差矩阵进行Hausman检验统计量的估计,得到的统计量值分别为73.03和60.64,两个统计量的P 值均为0,高度拒绝了原假设,证明FE模型相比RE模型更加有效。
进一步分析FE模型的回归结果,模型所选取的控制值变量中居民消费价格指数的系数与实际经济意义并不相符,而通货膨胀率估计结果并不显著,因此尝试剔除这两个变量后再次进行FE模型回归分析,估计结果见表1中剔除变量后的FE模型。该模型中控制变量均在1%的置信水平下显著,解释变量少儿抚养比仍然在10%的置信水平下显著,老年抚养比不显著。对剔除变量的模型进行组间异方差、序列相关、截面相关检验,Modified Wald检验得到的统计量为992.77,对应P 值为0,高度拒绝原假设;Wooldridge检验得到F 值为164.575,对应P 值为0,拒绝原假设;Pesaran’s检验统计量为4.291,P 值为0,同样拒绝了原假设,说明模型同时存在组间异方差、序列相关和截面相关的问题,模型估计结果存在偏误。
对于同时存在的组间异方差、序列相关、截面相关问题,利用xtscc命令[注] 该命令由赫希莱(Hoechle)编写,依据的理论基础为德里斯科尔和克雷(Driscoll & Kraay,1998)提出的“异方差-序列相关-截面相关”稳健型标准误差。 可以进行有效的处理,得到FE模型的稳健型标准误差,执行该命令得到的模型回归结果见表1中xtscc命令修正后的FE模型。该模型与之前剔除变量后的FE模型相比,两者回归系数完全相同,但后者在控制变量的标准误差上明显大于前者,这说明了运用该方法估计的模型更加稳健。在解释变量上,修正后的模型中少儿抚养比通过了5%置信水平下的检验,表明其对人均实际消费具有显著的影响;老年抚养比在模型修正后依然并不显著。
表1 各种方法下的城镇居民消费模型回归结果对比
表1 (续 )
注:***代表P <0.01,**代表P <0.05,*代表P <0.1。
3.城镇居民消费模型回归结果
表2 方差膨胀因子表 (城镇 )
从方差膨胀因子数据中可以看出,城镇居民消费模型各个变量的方差膨胀因子均在10以内,平均方差膨胀因子为1.86,模型不存在多重共线性,估计结果具有有效性。
本次研究结果显示:观察组体征改善时间与住院时间均少于对照组患者,这说明对盐酸氨溴索联合布地奈德患儿进行护理干预有助于提升改善患儿生命体征,缩短患儿住院时间,值得临床借鉴与推广。
分析表1xtscc命令修正后的模型的估计结果可以发现,城镇居民消费函数中少儿抚养比与人均实际消费之间存在正相关关系,城镇少儿抚养比每增加1个百分点,城镇居民的人均消费水平就会相应地增加0.039 6个百分点,但与其他控制变量相比较,少儿抚养比的影响并不大;而老年抚养比与人均实际消费之间的关系并不显著。
农村居民消费模型的估计过程与城镇居民消费模型的估计过程基本相同。首先基于FE模型和RE模型进行回归,并通过Hausman检验选择两者之中有效的模型方法。
4.农村居民消费模型回归结果
FE模型与RE模型回归结果见表3。可以发现两个模型中少儿抚养比均与实际人均居民消费都高度负相关,老年抚养比均与实际人均居民消费高度正相关。Hausman检验中chi-square统计量的值为3.99,P 值为0.781 5,因此无法拒绝原假设,RE模型的回归结果更加有效。然而,在RE模型中人均实际储蓄、居民消费价格指数均无法通过经济意义的检验,利率无法通过显著性检验,尝试剔除变量模型仍然不稳健。因此,考虑通过相关统计检验验证模型是否存在违背模型假设的问题。由于RE模型已经考虑到模型异方差的问题,所以在此只进行序列相关检验和截面相关检验。LM检验发现,其统计量的P 值等于0,拒绝了原假设;Pesaran’s检验统计量为7.071,P 值同样等于0,无法通过检验,因此RE模型同时存在序列相关和截面相关问题。与城市居民消费函数的处理方法相同,在此通过xtscc命令对RE模型进行修正,得到回归结果见表3中xtscc命令修正模型。可以发现,人均实际储蓄的经济意义通过了检验,但居民消费价格指数的经济意义仍然与实际相违背。
船舶轴系校中技术分为静态校中和动态校中两种。静态校中技术又可分为直线校中、轴承上允许负荷校中和轴系合理校中三种方法。在船舶修理和建造过程中,轴系用直线校中时常采用三种方法,即用光学仪器校中法、按连接法兰上规定的偏中值校中法和用样轴校中法。
四肢骨折为骨科常见病,其多是因突发事故所致,患者往往需要承受较为距离的疼痛感,且对患者正常工作生活的影响极大[2]。手术作为治疗该病的常用方式,在改善患者病情中可发挥积极作用,但术后恢复则是一个较为缓慢的过程,如何做好对患者术后干预的重视,促使患者及早康复就显得尤为重要[3]。
表3 各种方法下的农村居民消费模型回归结果对比
注:***代表P <0.01,**代表P <0.05,*代表P <0.1。
尝试剔除价格因素,会发现其他变量会违背经济意义,这说明RE模型并不能对农村居民消费函数进行可靠估计。考虑到利率、通货膨胀率、储蓄在经济系统中的关系,推测模型可能存在内生性问题,内生变量为人均实际储蓄。在剔除变量居民消费价格指数的前提下,本文尝试选取利率与通货膨胀率作为人均实际储蓄的工具变量,通过两阶段OLS方法对模型进行估计,所得到的回归结果见表3两阶段OLS模型。
利用拉格朗日定理可以得出居民消费函数的一般形式:
冠状动脉疾病是一种常见的心脑血管疾病,将会对患者的生命安全构成较为严重的不良威胁,需要采取有效的措施进行治疗[1]。然而由于患者的患病类型与病情程度不同,因而若想有效的提升患者的治疗效果与预后质量,则需要对患者进行有效的检测。以往主要使用选择性冠状动脉造影的方式进行检测,但由于检测技术存在较大缺陷,因而不被患者及其家属接受[2]。随着科学与医学技术的不断发展进步,目前临床检测人员主要使用64层螺旋CT对患者进行冠状动脉成像检测,通过分析图像特征,为后续治疗提供可靠保障[3],本文将进行如下报道。
针对模型是否存在内生性问题,利用戴维森-麦金农检验,其原假设是认为OLS和利用工具变量的两阶段OLS方法是一致的,即内生性问题对OLS的估计结果影响不大,该方法的统计检验结果服从F分布。利用Stata软件进行上述检验,得到F 值为7.011 8,对应的P 值为0.008 5,拒绝了原假设,说明利用工具变量的两阶段OLS回归与一般OLS回归之间存在显著差异,模型存在内生性。
任何一种艺术创造都离不开想象。有充分想象,在心中和脑海里产生艺术形象,通过歌唱和表演将作品完美的表达出来。将自己投入到角色当中,唱出真情实感,才能塑造出栩栩如生的人物来。《情寒新吟》中说:“戏无真,情难假。若无真情,演假戏难;即有真情,换作假情又难。”这句话通俗一点讲就是我们所说的假戏真情,就是将自己情感投入,达到忘我的状态。在声乐演唱中不但要忘我,还要有我。一个好的演唱者,由对歌曲的分析——理解——构思——联想,而在自己的脑海中显现出一幅幅画面。
设为t 时家庭中一个15~64岁个体的消费量,则t 时他的效用为则在T 时间跨度内的效用可表示为其中表示未来效用折现因子,ρ 是时间偏好率,时间偏好率越大,意味着居民对现在的效用越重视。简单考虑两期的情况,则家庭中一个15~64岁个体两期的效用现值为
分析两阶段OLS回归结果,可以发现模型中各变量均可以通过经济意义检验,其中作为主要研究对象的解释变量少儿抚养比和老年抚养比都在1%的置信水平下显著。根据回归结果可以得出,农村居民消费函数中少儿抚养比与人均实际消费水平之间呈现负相关关系,少儿抚养比每增加1个百分点,农村居民的人均消费水平就会相应地下降0.251个百分点;农村老年抚养比与农村居民人均消费水平之间存在正相关关系,老年抚养比每增加1个百分点,农村居民的人均消费水平就会相应地上升0.244个百分点。
5.城乡比较及原因分析
城镇和农村的消费水平与各自人口年龄结构因素之间的关系,既有相同之处,也存在着较大的差异,主要表现为以下几个方面:
我国虽然是一个农牧业大国,但无论从基层的管理部门,还是人民群众来看,他们对畜牧兽医管理的关注程度并不是很高。当基层的管理部门不能严格按照规章制度管理的时候,基层部门与相关行业的从业者,以及人民群众的矛盾就出现了。而矛盾的加深,也让有关部门的认识更加不足,领导也不敢迈开步子去改革,对畜牧兽医的了解还只是停留在农牧业大国那一站。
第一,城乡消费水平对少儿抚养比的弹性系数的绝对值都大于城乡消费水平对老年抚养比的弹性系数,即少儿抚养比的变动对居民消费水平的影响比老年抚养比更大,居民在子女的教育、结婚、买房等方面的支出大于对老人的赡养支出,居民对后代的投资更多[8]。
第二,城镇居民的消费水平变动与老年抚养比之间没有显著的关系,而农村老年抚养比的变动正向影响农村居民消费水平的变动。城镇老年人口有退休金、养老金等收入,社会保障和医疗保障也比较健全,基本可以自足,所以城镇居民的消费水平基本不会受到老年抚养比变动的影响。但是农村老年人口并没有退休金收入,农村的社会保障和医疗保障也不如城镇健全,农村老年人口需要靠儿女生活,农村居民消费水平会因为老年人口的抚养支出而增加。
光谱衍射效率可以根据图的纵坐标的光强衍射强度与基准光强度的相对比值,可得到在特定波长下的光谱衍射效率,其计算公式为其中I0为原始光谱的总强度,I(为经衍射后的光谱强度,Imin为噪声强度[8]。运用MATLAB对衍射强度信息编程计算,最终得到光谱衍射效率,其部分光谱衍射效率如图9所示。
第三,农村少儿抚养比和老年抚养比对居民消费水平的影响作用更为明显。相比城镇,农村地区的消费构成更加单一,育儿、养老在农村居民的消费支出中所占比重更大,因此年龄结构的变动对农村地区居民消费函数的影响作用更加突出,表现在实证分析结果中,农村少儿抚养比和老年抚养比系数与收入系数的比值较大。
第四,少儿抚养比增加对城镇居民人均消费起促进作用,对农村居民人均消费起抑制作用。原因在于城镇居民和农村居民的育儿理念决定了少儿群体的转移消费系数大小不同。伴随着经济的快速发展,城镇居民更倾向于增加育儿的投入,无论是更优质的生活品消费还是更高水平的教育支出,都使得城镇少年群体的转移消费系数不断增大。相比而言,经济收入增长较缓慢的农村地区,居民的育儿投入仍然相对保守,除生活必需品的消费和维持基本教育支出外,较少向少儿群体投入其他支出,加之农村居民更倾向于为子女未来的教育、婚姻进行储蓄,因此农村少儿抚养比的增加对农村居民的消费水平带来负向影响。
四、结论与政策建议
通过以上对城镇和农村居民消费水平与老少抚养比的变动关系的实证分析结果,可以得出结论:人口年龄结构的变动对居民消费水平有显著影响。其中,城镇少儿抚养比的变动正向影响城镇居民消费水平变动,城镇老年抚养比的变动对城镇居民消费水平变动的影响不显著;农村少儿抚养比的变动负向影响农村居民消费水平变动,农村老年抚养比变动正向影响农村居民消费水平的变动,城镇与农村的少儿抚养比对消费的影响效果均大于老年抚养比对消费的影响。
试验数据采用Excel 2007和SPSS 17软件进行处理分析,差异显著性水平(P<0.05)通过最小显著法(LSD)进行检验。
五是科学技术因素。有利面是科技支撑能力不断加强,特别是开源节流和保护的技术支撑能力不断增强,促进了水资源节约和污染防治。不利面是节水、污水回用技术水平与发达国家尚有较大差距,技术创新尚远不能满足现实需求。
根据实证分析结果,并借鉴国际多样化的政策措施,本文提出以下政策建议:
第一,构建多支柱的社会保障系统。由政府、企业和个人共同承担起供应社会保障的责任,不能单单依靠居民个人,从而使得赡养老人和抚养儿童的资金来源更为广泛,减轻居民的抚养负担。
第二,鼓励抚养资金投入资本运作。鼓励发起人及受益人积极参与资本市场的投资运作,还可使居民获得个人账户的投资收益,不仅提高了抚养资金的收益,也使得资产流动起来,成为社会资本的重要组成部分,为经济发展提供更广泛的资金来源。
第三,引入基金积累制。鼓励居民积极参与储蓄计划,与银行、基金公司或保险公司等机构签署合同,每月把工资收入的一定比例存入储蓄账户,同时政府可给予一些补贴或延迟纳税的优惠措施,再由金融机构采取稳妥的投资途径,实现保值增值。
第四,加速城镇化进程,发展现代化农业,增加农村居民收入,促进农村地区的经济发展,缩小城乡之间的差距,尽快完善农村的社会保障和医疗保障,减轻农村家庭赡养老人、抚养幼儿的压力。
第五,根据城乡及年龄结构的不同,有针对性地对居民的消费行为进行引导和培养。在不断提高居民收入水平和生活保障的基础之上,引导居民进行合理的消费,扭转消费观念,培养消费习惯,加强内生消费动力。
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The Impact of the Change in Age Structure of Population on the Consumption Level of Urban and Rural Residents in China
XU Xue,SONG Haihan
(Capital University of Economics and Business,Beijing 100070)
Abstract :This paper is based on intertemporal consumption theory considering features of Chinese household consumption.The household consumption function including population’s age composition is derived,aiming to reflect the impact of dynamic change of population’s age composition on household consumption.By applying China’s provincial panel data from 2002 to 2012,the paper discusses relationships between demographic change and consumption in urban and rural area respectively in context of Chinese dual economic system,and compares the differences.Some suggestions,such as building social security and guiding household consumption,are proposed based on empirical study.
Keywords :age structure of population;urban and rural dualistic economic structure;household consumption;social security;household income
中图分类号 :F126.1
文献标识码: A
文章编号: 1008-2700(2019)01-0015-09
收稿日期: 2018-03-05
基金项目: 北京市教育委员会社科计划重点项目、北京市哲学社会科学规划一般项目“北京市人口老龄化对经济发展的影响研究”(SZ201810038023)
作者简介: 徐雪(1963—),女,首都经济贸易大学经济学院教授;宋海涵(1993—),男,首都经济贸易大学经济学院硕士研究生。
DOI: 10.13504/j.cnki.issn1008-2700.2019.01.002
(责任编辑:周 斌)
标签:人口年龄结构论文; 城乡二元经济结构论文; 居民消费论文; 社会保障论文; 居民收入论文; 首都经济贸易大学经济学院论文;