社會保障支出、人口年齡結構對居民消費影響研究

■ 薛思齊（湖南大學經濟與貿易學院 長沙 410079）

引言

進入21世紀后，我國經濟持續保持快速增長，直至2011年我國經濟增長率都保持在8%以上，而從2012年開始我國經濟增長速度逐年放緩，2014年經濟增長率降到7.4%。經濟增長主要依靠消費、投資和凈出口來拉動，而近年來我國呈現投資過熱、貿易順差持續擴大的現象，與此同時我國居民長期以來消費不振，導致我國經濟結構失衡。數據顯示，我國居民消費率從1990年的46.7%下降到2013年的34.09%，降幅明顯。因此，提振消費者信心對于拉動經濟、轉變經濟增長方式至關重要。對未來的不確定性是我國居民消費不振的一個主要原因，而完善的社會保障制度能弱化不確定性預期。計劃生育政策也導致我國人口年齡結構在悄然發生變化。因此，本文在考慮我國當前人口年齡結構的背景下研究社會保障支出對居民消費的影響是具有理論和現實意義的。

關于社會保障與居民消費之間的關系，國外學者的研究主要基于Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期假說，在此基礎上進行理論拓展和實證研究，研究結論并不一致。Feldstein（1974）在擴展的生命周期理論下提出社會保障對個人儲蓄具有“財富替代效應”和“引致退休效應”，二者的相對強度決定了社會保障對個人儲蓄的凈效應。他還運用美國的時間序列數據研究了凈社會保障財富對總消費的影響，發現社會保障減少了個人儲蓄而增加了消費。Leimer等（1982）通過實證研究得出社會保障擠出居民消費。Barro（1978）提出的私人代際轉移支付理論認為社會保障對國民儲蓄沒有影響。國內主流觀點認為社會保障對我國居民消費有促進作用（姜百臣，2010）。另有一些學者認為社會保障支出對居民消費有阻礙作用（王曉霞等，2008）。

基于近年來我國人口年齡結構的變化，部分學者開始關注人口年齡結構對居民消費的影響。理論基礎源于生命周期假說，該理論表明一國勞動人口比重與社會總儲蓄率正相關，少兒和老年人口比重與社會總儲蓄率負相關。Higgins等（1997）認為人口年齡結構變動是近期亞洲國家儲蓄率上升和經濟增長的核心因素，但保羅·舒爾茨（2005）對亞洲16個國家和地區的研究表明一國人口年齡結構與儲蓄率之間的關系并不顯著。袁志剛（2000）通過構建兩期疊代模型發現人口老齡化會激勵居民增加儲蓄而減少消費。李文星（2008）認為人口年齡結構變動并非導致我國目前居民消費率過低的原因。

通過梳理以往文獻，筆者認為存在以下問題：首先，均是單方面考慮社會保障支出或者人口年齡結構變化對居民消費的影響，并沒有將二者結合進行研究；其次，均使用國際面板數據或我國省際面板數據，忽視了我國城鄉消費差異較大的現狀。本文在現有文獻的基礎上做了進一步的分析：第一，以生命周期假說為理論依據，旨在研究在我國人口年齡結構變動的大環境下，社會保障支出對居民消費的影響；第二，對居民消費水平的測度使用居民消費率和居民消費支出額兩個指標，并對城鎮居民消費水平和農村居民消費水平分別進行研究；第三，使用省際動態面板數據，運用一步系統廣義矩估計方法，避免內生性問題。

模型設定與數據說明

（一）模型設定

首先，本文將居民消費率作為衡量居民消費水平的指標，即將居民消費水平占人均GDP的比重作為被解釋變量，則基本面板回歸方程設定如下：

其中，i代表地區，t代表時間，Ut為未觀測到的地區特質效應，ξit為隨機擾動項。本文關注的重點解釋變量X為政策人口變量，包括實際社會保障支出的對數、少兒撫養比、老年撫養比和總撫養比。其中lnSSE表示剔除了通脹因素的實際社會保障支出對數值；少兒撫養比和老年撫養比統稱為社會撫養比，用來反映我國的人口年齡結構。Y表示模型的控制變量，包括實際收入增長率、實際利率、城鄉收入差距和通貨膨脹率。影響居民消費率的是實際收入的增長率，而不是收入水平（Modigliani and Cao，2004），受數據的限制，本文用人均實際GDP增長率（RPGDPR）作為實際收入增長率的代理變量；實際利率（RR）等于一年期存款名義利率的加權平均值減去CPI的增長率；由于缺少各省份的基尼系數，本文使用城鄉收入比作為衡量城鄉收入差距的指標，即城鎮居民家庭人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入的比值（URRI）。國內相關文獻的實證研究結論基本一致，都認為城鄉收入差距的擴大對居民消費有負面影響（朱國林等，2002；陳斌開，2012）；通貨膨脹率（INF）由CPI計算得出，通常反映價格波動或宏觀經濟的不確定性對居民消費的影響，但影響的方向不確定?？紤]到居民受消費習慣的影響，居民消費率會具有很大的慣性，因此本文在解釋變量中加入居民消費率的滯后一期項ROCit-1。

表1 社會保障支出構成項目

表2 變量的描述性統計

表3 面板數據的單位根檢驗

表4 Kao協整檢驗結果

基于以上分析，本文最終得到以下動態面板模型，式（2）使用少兒撫養比（CDR，0-14歲人口占15-64歲人口的比重）和老年撫養比（ODR，65歲及以上人口占15-64歲人口的比重）衡量我國人口年齡結構，式（3）使用總撫養比（DR）衡量。

（二）數據說明

國內對社會保障支出的研究主要使用兩個指標，財政社保支出和社會保障總支出（包括財政社保支出和社會保險基金支出）。因為社會保障總支出涵蓋面更廣，因而本文使用該衡量指標。社會保障支出的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》，由于統計口徑的變動，社會保障支出組成也有一定差別：2007年之后我國對政府收支分類項目的設置進行了改革，將撫恤和社會福利救濟費、行政事業單位離退休經費、社會保障補助支出合并為“社會保障和就業”。雖然新舊統計口徑之間存在一些差別，但總體內容是一致的，表現出較強的連續性。表1列出了不同時期社會保障支出的組成部分。

本文采用中國29個省（市、自治區）2001-2012年的宏觀面板數據進行實證研究，因重慶和西藏部分數據缺失而未包括在內（不包括港澳臺地區）。表2是式（2）和式（3）中各變量的基本描述性統計。少兒撫養比、老年撫養比和總撫養比數據來源于《中國統計年鑒》和《中國人口統計年鑒》，一年期存款名義利率來源于中國人民銀行，其他數據均取自相應年份的《中國統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。為消除通貨膨脹因素，本文以2001年為基期對相應數據進行了修正。

實證分析

（一）面板數據單位根檢驗

為了防止偽回歸出現，本文采用LLC和IPS檢驗方法對數據進行單位根檢驗，檢驗數據的平穩性。檢驗結果如表3所示，二者檢驗結果不一致，表明所有變量一階差分后均是平穩序列，可以進一步分析。

（二）面板數據協整檢驗

目前面板數據協整檢驗方法主要分為兩大類：一類是在Engle-Granger兩步法的基礎上進行推廣，即利用面板回歸方程計算得到的殘差構造統計量進行檢驗，主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗；另一類是建立在Johansen協整檢驗基礎上的面板協整檢驗，可以檢驗多個變量之間的協整關系，允許面板數據存在空間相關性。本文使用Eviews 8.0軟件對數據進行Kao檢驗，其原假設為不存在協整關系，檢驗結果如表4所示，表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即變量間存在長期均衡關系，可以進一步進行回歸分析。

（三）動態面板GMM估計結果與分析

本文最終確定的計量模型將被解釋變量的滯后一期引入，會造成解釋變量間嚴重的內生性問題，由此得出的參數是有偏和非一致的。本文采用一步系統GMM估計方法，可以很好地解決內生性問題。使用Stata 11.0計量軟件進行估計，結果如表5所示。

從四個模型檢驗結果來看，Sargan檢驗和Hansen檢驗均接受原假設，表明本文選用的工具變量是有效的。AR（1）檢驗均拒絕了原假設，而AR（2）接受原假設，表明隨機擾動項存在一階序列相關但不存在二階序列相關。因此，本文使用的估計方法是有效的，可以對實證結果進一步解讀：

首先，滯后一期的居民消費率均顯著為正，即滯后一期居民消費率的降低會很大程度上引起當期居民消費率的降低，說明我國居民的當期消費受過去消費習慣的影響。其次，四個模型中社會保障支出對居民消費率都是正的影響，但在模型1中社會保障支出不顯著，而模型3和4中社會保障支出顯著，說明社保支出對居民消費的拉動作用并不明顯。再次，少兒撫養比和老年撫養比對居民消費率的影響均顯著為正，說明生命周期假說在我國成立。一方面，隨著孩子數目的減少，父母在子女身上的總支出減少。另一方面，部分父母依靠子女養老的觀念逐步轉變，父母會增加儲蓄來保障退休生活，因而少兒撫養比的下降不利于我國消費率的提高；老年人主要是消費者而不是儲蓄者，他們已經解決了子女教育、嫁娶和住房問題，沒有后顧之憂，因而老年撫養比的升高有利于居民消費；由模型4可以看出社會總撫養比的下降會抑制消費。最后，人均實際GDP增長率對居民消費率的影響顯著為負，經濟的快速增長帶動居民實際收入的增長，進而轉化為居民的高儲蓄率；其余三個控制變量（RR、URRI、INF）的符號保持穩定，但均不顯著。

此外，本文將居民消費支出額作為衡量居民消費水平的指標對模型進行了拓展。全國層面使用居民消費水平的對數值，城鎮層面使用城鎮居民人均全年消費性支出的對數值，農村層面使用農村居民人均全年生活消費支出的對數值，數據來源于國泰安數據庫，并以2001年為基期進行了平減。此外，影響居民消費支出的重要因素是實際收入，本文使用人均實際GDP的對數值（lnRPGDP）作為代理變量；并加入了城鎮化指標（UR，即常住城鎮人口占總人口的比重）作為控制變量。估計結果如表6所示。

從全國層面來看，綜合比較模型3、模型4、模型5和模型6，各主要解釋變量的顯著性和系數基本保持一致，而其他控制變量由之前的不顯著變得顯著，這進一步證實了模型估計的可靠性；城鎮居民層面的估計結果與全國層面基本保持一致，可見當前人口年齡結構的變化和社會保障體系的不完善能夠在一定程度上解釋城鎮居民消費不振的現狀。另外，城鎮化率與城鎮居民消費正相關，說明城鎮化水平的提高拉動城鎮居民消費；而農村居民層面的估計結果出現了明顯的變異，說明該模型并不適用于農村地區。

表5 動態面板GMM估計結果

表6 拓展的動態面板GMM估計結果

結論與建議

本文以生命周期理論為出發點，運用我國2001-2012年的省際面板數據和一步系統GMM估計方法考察了社會保障支出、人口年齡結構對我國居民消費的影響。實證分析得出：社會保障支出對居民消費具有弱顯著的正效應，且這種影響不大，因而近年來我國社會保障的改善并不能緩解我國居民消費不振的現狀；少兒撫養比和老年撫養比對居民消費率的影響均顯著為正，生命周期理論在我國成立。我國少兒撫養比大幅下降可以解釋居民消費率的持續走低。老年撫養比雖有上升，但對居民消費率的拉動作用有限。總的來看，由于總撫養比逐年降低，人們傾向于儲蓄而非消費，因此人口年齡結構的變化是居民消費率下降的一個原因；居民消費率的滯后一期對當期消費有顯著的正效應，說明我國居民消費具有慣性；模型可以較好地解釋我國城鎮居民家庭消費不足問題，但不適用于農村居民家庭。基于此，本文提出以下建議：

首先，進一步完善我國社會保障體系，減少居民對未來收支的不確定性，增強居民消費信心。具體而言，在現有的社會保障制度基礎上，進一步健全社保制度；統籌城鄉社會保障制度，著力健全農村社會保障體系，縮小城鄉社保差距；從資金、物力和人力上加大社會保障支出力度，有效地促進社會保障制度的運行；完善社會保障監管體系，提高社會保障實施過程中的透明度，使居民切實從社會保障體系中獲益。

其次，結合我國人口年齡結構變化趨勢，提倡少兒品質教育、注重勞動人口的技能培訓和綜合素質提升、完善養老保障體系。重視育兒質量，加大在少兒培養方面的投入與支出，拉動消費；鑒于我國老齡化速度加快，一方面我們要完善老年人的醫療保險和養老保障，另一方面應提高勞動人口技能水平和綜合素質，注重人才培養，從依靠“人口紅利”逐步轉變為依靠“技術人才”，積累人力資本優勢，確保經濟社會的持續健康發展。

1.Feldstein, Martin. Social Security, Induced Retirement and Aggregate Capital Accumulation[J].Journal of Political Economy, 1974, 82(5)

2.Leimer D. R., Lesnoy S. D. . Social Security and Private Saving: New Time-series Evidence[J].The Journal of Political Economy, 1982, 3

3.Barro, Robert J..The Impact of Social Security on Private Saving[M].Washington, American Enterprise Institute,1978

4.姜百臣，馬少華，孫明華.社會保障對農村居民消費行為的影響機制分析[J].中國農村經濟，2010（11）

5.王曉霞，孫華臣.社會保障支出對消費需求影響的實證研究[J].東岳論叢，2008，29（6）

6.Higgins, M. and J. G. Williamson. Age Structure Dynamics in Asia and Dependence on Foreign Capital [J].Population and Development Review, 1997, 23(2)

7.保羅·舒爾茨.人口結構和儲蓄：亞洲的經驗證據及其對中國的意義[J].經濟學（季刊），2005（3）

8.袁志剛，宋錚.人口年齡結構、養老保險制度與最優儲蓄率[J].經濟研究，2000（11）

9.李文星，徐長生，艾春榮.中國人口年齡結構和居民消費：1989-2004[J].經濟研究，2008（7）