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本文作者：譚江蓉楊云彥作者單位：中南財經政法大學

文獻回顧

研究人口因素對消費支出(或儲蓄)影響的傳統(tǒng)途徑是從宏觀經濟角度，利用生命周期模型對人口年齡結構與消費支出和儲蓄之間的關系進行研究。多年來研究成果頗多，但結論卻大相徑庭。許多學者通過研究認為人口年齡結構對消費和儲蓄有著顯著的影響，結論支持生命周期假說。Loayza等(2000)研究表明，未成年人和老年人撫養(yǎng)比率上升對儲蓄率有負面影響，未成年人撫養(yǎng)比率上升3.5%會使儲蓄率下降1%，而老年人撫養(yǎng)比率上升3.5%時，儲蓄率將會下降2%。［5］Modigli-aniandCao(2004)對中國1953～2000年儲蓄數(shù)據(jù)的估計發(fā)現(xiàn)，長期人均收入增長率和兒童撫養(yǎng)系數(shù)的變化能夠解釋中國的高儲蓄率。［6］汪偉(2009)研究發(fā)現(xiàn)人口政策轉變帶來的撫養(yǎng)系數(shù)下降導致了中國儲蓄率的不斷上升，經濟增長對儲蓄率上升的貢獻程度隨適齡勞動人口數(shù)量的增加而被強化，但會隨著人口老齡化程度的加深而弱化。［7］也有結論不支持生命周期假說。袁志剛、宋錚(2000)通過構建反映中國養(yǎng)老保險制度基本特征的迭代模型，發(fā)現(xiàn)人口老齡化通常會激勵居民增加儲蓄。［8］王金營、付秀彬(2006)通過引入標準消費人的概念和變量，建立了一個可以反映人口年齡結構影響的消費函數(shù)，研究認為老齡化將會降低未來的消費水平和消費比率。［9］鄭長德(2007)研究結果表明儲蓄率和兒童撫養(yǎng)比之間存在負相關關系，與老年人口撫養(yǎng)比之間則存在正相關關系。［10］李春琦、張杰平(2009)研究結果表明老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費有顯著的負影響，中國人口結構變化和居民固有的消費習慣是農村居民消費率偏低的原因。［11－12］李響、王凱等(2010)以省際面板數(shù)據(jù)實證分析我國農村人口年齡結構變化對農村居民消費的影響，實證研究結果顯示農村少兒撫養(yǎng)比下降與老人撫養(yǎng)比上升都不利于農村居民消費率的提升。［13］張樂、雷良海(2011)分析了中國各區(qū)域居民消費率與人口年齡結構之間的關系，研究表明中國老年撫養(yǎng)比與消費率呈反向變動關系，拒絕了生命周期假說。［14］還有學者認為人口年齡結構和消費(儲蓄)的關系并不顯著。Kraay(2000)、Horioka等(2006)對中國居民的儲蓄和消費行為研究表明，人口撫養(yǎng)比和儲蓄率沒有顯著的關系。［15－16］李文星等(2008)采用了動態(tài)面板GMM估計方法，研究結果表明兒童撫養(yǎng)系數(shù)對中國居民消費具有微弱的負向影響，而老年撫養(yǎng)系數(shù)變化的影響并不顯著。［17］本文和已有研究的主要不同點在于:首先，本文以農村居民消費為研究對象。已有研究多以全國或城鎮(zhèn)居民為對象，針對中國農村居民這一特定群體的研究并不多見。在中國特有的二元經濟結構背景下，城鄉(xiāng)居民在消費環(huán)境、結構和消費習慣等方面都存在較大差異，專門研究農村居民人口年齡結構對農村消費的影響，對于挖掘農村居民的消費潛力、依靠刺激農村消費實現(xiàn)經濟持續(xù)平穩(wěn)增長政策的執(zhí)行具有積極意義。其次，本文基于我國大量流動人口的現(xiàn)實背景，在對農村居民消費的解釋模型中增加了人口流動變量。已有研究在探討人口年齡結構與居民消費關系時，有些沒有考慮我國人口年齡結構變化的現(xiàn)實背景，有些考慮的也只是我國現(xiàn)行的計劃生育政策，對我國經濟轉型過程中特定政策環(huán)境下大量人口遷移及其對流出流入地的人口年齡結構和消費可能產生的影響并未涉及。最后，因為加入了人口流動變量，考慮到人口流動方面的數(shù)據(jù)基本為存量數(shù)據(jù)，所以本文選取了四個時間點上的省際截面數(shù)據(jù)，通過對四組橫截面數(shù)據(jù)的回歸分析與比較來考察各個解釋變量對農村居民消費的影響，既可以從橫截面上考慮到區(qū)域結構與差別，也可以從不同時間點的對比上來分析環(huán)境與政策的影響。已有研究人口年齡結構與消費之間關系的文獻的缺陷在于有的利用時間序列數(shù)據(jù)缺失了橫截面的結構因素，有的利用面板數(shù)據(jù)雖兼顧了時序與截面的信息，但在分析上卻不如直接利用不同時間點的對比直觀。

模型、變量與數(shù)據(jù)

1.模型與變量

本文擬考察1995年以來我國人口外流、農村人口老齡化與居民消費的關系，1995年以來正值我國經濟體制轉型改革發(fā)展期，人口遷移規(guī)模與強度加劇，農村消費市場也悄然發(fā)生著變化。結合已有研究文獻和現(xiàn)實背景，構建模型如下:apci=α0+α1ln(inci)+α2incgi+α3incri+α4obi+α5ybi+α6migi+εi其中，下標i代表地區(qū)，εi為隨機擾動項，apci表示各地區(qū)的農村居民消費傾向，即各地區(qū)農村居民家庭年人均生活消費支出占農村居民家庭年人均純收入的比重。本文與大多文獻不同，沒有以農村居民消費率作為被解釋變量，主要是為了避免截面數(shù)據(jù)中不同地區(qū)的城鄉(xiāng)結構不同所導致的各地區(qū)農村居民消費率的直接差異。根據(jù)生命周期假說，老年和少兒人口占勞動人口的比重上升時，居民消費傾向會上升。在幾乎所有消費函數(shù)中，收入始終是一個重要解釋變量。本文引入了農村居民人均純收入(inc)和農村居民人均純收入增長率(incg)兩個基本解釋變量，前者考察是否人均純收入越高的農村地區(qū)，其居民消費傾向也越高，即是否富裕的農村地區(qū)消費傾向更高;后者考察是否收入增長越快的地區(qū)，農村消費傾向越高。隨著改革進程的推進，城鎮(zhèn)和農村市場的聯(lián)系越來越緊密，大量剩余勞動力從農村向城鎮(zhèn)轉移，2010年的流動人口中有52．72%是從農村流入到城鎮(zhèn)的。城鎮(zhèn)生活在影響和改變著農村人口消費觀念和消費行為的同時，城鄉(xiāng)收入差距也成為農村人口消費的制約。本文把城鄉(xiāng)收入差距(incr)作為農村消費的影響變量之一。各地區(qū)流動(人戶分離)人口占常住人口的比重(mig)反映人口流動對農村居民消費的影響。老年撫養(yǎng)系數(shù)(ob)是各地區(qū)農村65歲及以上老齡人口占15～64歲人口的比重，反映老齡化對農村居民消費的影響，這兩個變量是本文重點關注的變量。除此之外，少兒撫養(yǎng)系數(shù)(yb)(0～14歲人口占15～64歲人口的比重)也作為居民消費的解釋變量納入其中。

2.數(shù)據(jù)

考慮到人口統(tǒng)計口徑的統(tǒng)一，本文以1995年為起始年，選取了1995年、2000年、2005年和2010年人口普查和1%人口抽樣調查的4個年份作為截面。1995年重慶未成立直轄市，所以相關數(shù)據(jù)并入四川省進行計算;西藏數(shù)據(jù)缺乏，所以每個截面均選取了29個省市自治區(qū)。農村居民消費傾向、城鄉(xiāng)收入比根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)直接計算得出。農村居民人均純收入是以1995年為基期，經各省市區(qū)農村居民消費價格指數(shù)調整后的數(shù)值。農村居民人均純收入增長率以調整后的數(shù)值計算得出。1995年、2000年、2005年各省市區(qū)的農村老年撫養(yǎng)系數(shù)、農村少兒撫養(yǎng)系數(shù)以及流動人口占總人口的比重分別來自歷年《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》相關數(shù)據(jù)計算所得，2010年數(shù)值根據(jù)國家統(tǒng)計局提供的六普數(shù)據(jù)計算得出。

回歸估計結果與解釋

1.估計結果

根據(jù)構建的多元線性估計模型，考慮到四組數(shù)據(jù)均為橫截面數(shù)據(jù)，為消除異方差，本文采用加權最小二乘法(WLS)估計參數(shù)，估計結果見表1。四次估計結果的可決系數(shù)和調整后的可決系數(shù)均在0．93以上，說明模型中解釋變量總體對被解釋變量———農村居民消費傾向解釋力強，模型估計效果良好。除農村居民實際人均純收入(inc)和農村居民實際人均純收入增長率(incg)在個別年份不顯著以外，其他變量均對農村居民消費傾向具有顯著影響。

2.結果分析

2005年和2010年老年撫養(yǎng)系數(shù)(ob)在1%的顯著性水平上為正，農村居民消費傾向隨著農村老年撫養(yǎng)系數(shù)的提高而顯著上升，結論與生命周期假說吻合。2010年農村老年撫養(yǎng)系數(shù)每提高1個百分點，農村居民消費傾向便會增加0．72個百分點。事實上，生命周期假說在我國廣大農村地區(qū)的適用性值得懷疑。按照生命周期假說，人會按照自己一生不同的階段平滑消費，到年老的時候用自己年輕時候的儲蓄，老齡化加重會使得消費支出占收入的比重增加，消費傾向上升。而我國廣大農村地區(qū)65歲及以上的老年人依靠自己年輕時候的儲蓄生活的比例少之又少。根據(jù)六普數(shù)據(jù)，我國58.97%的農村老年人口的主要生活來源依靠家庭其他成員供養(yǎng)，28.49%的農村老年人口仍然依靠自己的勞動收入作為主要生活來源，10.34%的農村老年人口的主要生活來源來自于離退休養(yǎng)老金和最低生活保障金，只有0.18%的農村老年人口依靠財產性收入作為自己的主要生活來源。我國接近90%的65歲及以上農村老年人口主要生活來源來自于家庭供養(yǎng)和自己的勞動收入，“人的一生會按照不同階段平滑消費”在我國現(xiàn)階段的農村地區(qū)并不適用。另外，遺贈動機和謹慎動機在我國農村地區(qū)更有一定局限性。既然農村老年人口的主要生活來源還得依靠家庭供養(yǎng)和自己勞動，即便有遺贈的想法和謹慎的態(tài)度，絕大部分農村老年人口也沒有財力和物力將其付諸實施。

雖然我國農村地區(qū)不符合生命周期假說的假定，但后兩年的估計結果仍然和假說一致，老年撫養(yǎng)系數(shù)和消費傾向呈正相關。我國農村老年人口的主要生活來源對此有一定的解釋性。接近60%的農村老年人口依靠家庭其他成員供養(yǎng)，這就使得有老年人口供養(yǎng)的農村家庭相對于同等收入但沒有老年人口供養(yǎng)的農村家庭會額外增加一筆老年人支出費用，以應付老年人的日常生活所需，消費傾向隨之提高。隨著老年人口比重的增加，更多的家庭需要供養(yǎng)老人，整個消費開支便會增加，從而進一步增加農村居民消費支出，提高農村居民消費傾向。農村老年人口的健康狀況也與此有關聯(lián)。只有1/3左右的農村老年人口身體健康，有1/4還多的農村老年人口處于身體不健康狀態(tài)。2010年我國農村80歲及以上的高齡老年人口達到1195.42萬人，占65歲及以上老年人口的17.93%，2000年以來農村高齡老年人口以年均3.87%的速度遞增。其中39.93%的高齡老年人口身體處于不健康狀態(tài)，那么農村老年人口的醫(yī)療保健費用隨著老年人口和高齡老年人口比重的增加將隨之增加，從而會加大農村居民消費支出。［18］

但是老年撫養(yǎng)系數(shù)在1995年和2000年的模型估計中其系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負，老年撫養(yǎng)系數(shù)對農村居民消費傾向具有顯著的負影響。我國人口流動的區(qū)域差異有助于理解前后估計結果的不一致性。早期受我國計劃生育政策及歷史因素的影響，我國老齡化嚴重的地區(qū)大多為收入相對較高的經濟發(fā)達地區(qū)，早期這些地區(qū)的農村居民消費傾向往往較低;隨著我國改革步伐的加快，我國人口流動加劇，中西部經濟欠發(fā)達地區(qū)的適齡農村勞動力大量向城市和東南沿海地區(qū)遷移，加重了中西部地區(qū)的農村人口老齡化，而這些地區(qū)的居民消費傾向往往較高，因此后期老齡化與農村居民消費傾向呈現(xiàn)出了顯著的正相關關系。

除1995年的估計結果呈顯著負相關以外，人口流動(mig)與農村居民消費均呈顯著正相關關系，即隨著我國人口流動的加劇，農村居民消費傾向是上升的。農村流動人口在城鎮(zhèn)工作改善收入的同時，城鄉(xiāng)聯(lián)系溝通加強，消費觀、價值觀也會隨著眼界的擴展而發(fā)生著改變，進而通過影響其農村來源地或者回鄉(xiāng)生活的改變對農村居民的消費傾向產生正向影響。人口流動也可以通過對農村人口老齡化的影響進而影響到農村居民消費。2010年的現(xiàn)有流動人口中，62.98%的流動人口來自農村(普查資料中的鄉(xiāng)村和鎮(zhèn)的村委會)，15～49歲的流動人口占全部流動人口的75.81%，15～64歲的流動人口占全部流動人口的89.17%，流動人口中青壯年農村勞動力占了絕大部分比重。在我國人口死亡率降低、預期壽命延長的情況下，流動人口的加劇必然會加重農村人口老齡化的步伐。而從上述老齡化對農村消費率的影響來看，老齡化程度越高，農村居民消費傾向也會越高。從而流動人口比重越高，農村居民消費傾向越高，人口流動與農村居民消費呈現(xiàn)出一種正相關關系。

少兒撫養(yǎng)系數(shù)(yb)與農村居民消費傾向在1%的顯著性水平上負相關，說明農村少兒撫養(yǎng)系數(shù)的降低有助于農村居民消費傾向的提高，與生命周期假說的結論不一致。這可能與我國越來越多的獨生子女家庭父母對孩子的人力資本投資增加、較高的兒童撫養(yǎng)成本有關。農村人均純收入(inc)對農村居民消費傾向的影響在本文的考察期內由正的影響轉變?yōu)樨摰挠绊?，這也從一個側面反映出我國農民生活水平的變化。在收入還不能完全滿足生活需要的時候，農村人均純收入的增加會帶來更多的消費;當收入已基本滿足生產生活需要時，消費的增加會隨著收入的增加而下降。城鄉(xiāng)收入差距(incr)與農村居民消費率呈現(xiàn)出顯著正相關關系，城鄉(xiāng)收入差距越大的地區(qū)，農村居民消費傾向越高。這一點與人口流動和農村居民消費的關系是一致的，因為收入差距是人口流動的傳統(tǒng)影響因素，收入差距越大，人口流出的也越多，按照本文上述分析，農村居民消費傾向也越高。農村人均純收入增長率(incg)對農村居民消費傾向的影響是負顯著的。

主要結論及政策建議

本文利用我國1995年以來兩次人口普查、兩次1%人口抽樣調查的截面數(shù)據(jù)和加權最小二乘法的估計方法，考察了我國人口外流、老齡化與農村居民消費的關系。實證分析發(fā)現(xiàn)，農村人口老齡化對農村居民消費傾向具有顯著的正向影響，農村老年人口的生活來源與健康狀況可以為其提供一些解釋。農村人口老齡化程度高不是我國現(xiàn)階段農村居民消費低下的原因，相反在一定程度上可以刺激農村居民消費的上升。結論與生命周期假說一致，但假說中的假定條件并不完全適用于我國農村地區(qū)。本文還發(fā)現(xiàn)，人口流動通過直接與間接效應對農村居民消費也表現(xiàn)出顯著的正向影響:人口流動性越強，城鄉(xiāng)聯(lián)系越緊密，農村消費受城鎮(zhèn)消費影響越大，農村居民消費傾向便有可能上升;流動人口越多，農村人口老齡化程度越嚴重，農村居民消費傾向會越高。人口外流與老齡化均不同程度地刺激、助長了農村居民消費。

針對上述分析，我們提出以下政策建議:第一，本文結論認為農村人口老齡化在一定程度上促進了農村居民消費，農村老齡人口的主要生活來源和健康狀況為其提供了部分解釋。這從一個方面反映出我國農村現(xiàn)有養(yǎng)老和醫(yī)療保障體系不健全的社會現(xiàn)實。因此，要進一步完善農村的社會養(yǎng)老、醫(yī)療保障體系。繼續(xù)擴大新型農村社會養(yǎng)老保險的覆蓋范圍，采取家庭養(yǎng)老、社會養(yǎng)老和商業(yè)保險相結合的養(yǎng)老保險模式，加大對新型農村合作醫(yī)療的支持力度，解除農村居民家庭的后顧之憂，為應對農村不斷加重的老齡化趨勢提供制度保障，這樣也才能讓更多的家庭減輕養(yǎng)老和醫(yī)療負擔，為進一步開拓更廣闊的農村消費市場作必要的物質準備。第二，針對農村人口老齡化以及青壯年勞動力大量外出就業(yè)，除了政府提供一系列政策支持以外，還可以在農村適當發(fā)展圍繞老年人的醫(yī)療、護理和娛樂相關的產業(yè)，逐步形成農村經濟新的增長點。第三，由于人口流動對農村居民消費的正向刺激作用，要從制度上和政策上進一步規(guī)范和鼓勵人口流動，保障流動人口在住房、就業(yè)、教育、醫(yī)療等方面的政策落實，改善和提高人口流動的資源配置效率，更好地促進農村居民消費。由于缺乏年度人口流動強度的流量數(shù)據(jù)，雖然據(jù)現(xiàn)有資料可以計算出5年間省際人口遷移數(shù)量和遷移率，但省際人口流動強度只能代表人口流動的少部分(從六普數(shù)據(jù)來看，省際流動人口只占全國流動人口的32.91%)，因此只能以流動人口的存量數(shù)據(jù)作為人口流動的變量。同時由于本文是對截面數(shù)據(jù)的分析與比較，因此在模型中未能控制消費慣性、利率以及通貨膨脹率等因素對居民消費的影響，這些均是在以后的研究中需要注意和克服的。