人口年齡結構、預期壽命與居民消費率
——基于省際動態面板系統GMM的檢驗

李斌，吳書勝

(湖南大學經濟與貿易學院，湖南長沙，410006)

人口年齡結構、預期壽命與居民消費率
——基于省際動態面板系統GMM的檢驗

李斌，吳書勝

(湖南大學經濟與貿易學院，湖南長沙，410006)

利用中國1997—2012年的省級面板數據和動態面板GMM估計方法，考察了人口年齡結構、預期壽命對居民消費率的影響。結果發現，人口年齡結構、預期壽命對居民消費率有顯著影響，但具有很大的區域性。東中西部地區比較表明：少兒撫養比對居民消費率的影響由大到小為東部、中部、西部；老年撫養比對居民消費率影響由大到小為西部、中部、東部；預期壽命對居民消費率的影響由大到小為東部、西部、中部。

人口年齡結構；預期壽命；居民消費率；動態面板；GMM估計

一、文獻綜述

經濟體制市場化改革以來，我國經濟持續快速發展。在拉動經濟發展的“三駕馬車”中，投資占主導地位，而消費的貢獻率一直處在一個相對較低的水平。并且在消費結構中，居民消費支出在持續走低。盡管近年來我國政府致力于經濟結構轉型，擴大內需，2012年消費對經濟增長的貢獻率高于投資，但我國與發達國家的居民消費水平還是具有一定的差距。據統計，2012年我國居民消費率只有35%，明顯低于美國的70%、日本的60%和俄羅斯的52%。中國居民較低的消費意愿導致國內居民消費不足，使得經濟增長結構呈現不均衡態勢。因此，研究中國居民消費率偏低的原因對于進一步激發消費的巨大潛力，實現“兩型社會”和“中國夢”的偉大目標具有重要的現實意義。現有文獻對于居民消費率及其影響因素的研究主要集中在以下幾個方面。

首先是經濟驅動。一是居民收入。學界普遍認同居民收入水平是居民消費的主要影響因素。凱恩斯認為消費者的現期消費僅由現期收入水平決定。滿足基本消費需求后，引致消費會隨收入的增加而增加，但不同消費傾向的消費者引致消費增加幅度不一致。二是收入增長率。收入增長率對消費具有重要影響，但具體作用方向不確定。根據生命周期理論[1]，居民消費只與人均收入水平的增長率有關，而與收入水平無關。Kraay[2]、Modigliani和Cao[3]進一步論證了這個觀點。但是前者研究表明收入增長率對家庭消費率具有顯著的正向影響。而后者則認為未來的收入增長率對家庭消費率有著顯著的負相關關系。三是通貨膨脹率。通貨膨脹率對居民消費率的影響方向同樣是不確定的。Bailey[4]認為高通貨膨脹會降低家庭的購買力，因此會將大部分收入都用于消費，間接提高了消費率。而Mundell[5]則認為高通脹對實際貨幣均衡有一個負面影響，個人為了恢復其實際財富會增加儲蓄，降低消費。

其次是政府推動。一是社會保障。一般而言，較高的社會保障水平和完善的保障體系會提高居民消費水平，進而提高居民消費率。Modigliani等的[6]研究認為，社會保障越完善，居民的預防性儲蓄就減少，儲蓄意愿就會減弱，邊際消費傾向就越高。我國學者[7?9]研究認為，快速變化的中國經濟結構缺乏完善的社會保障體系，使得居民采取預防性儲蓄以防范未來，造成現階段居民總消費不足。方匡南與章紫藝[10]進一步論證了上述觀點，認為有社會保障家庭的人均消費要高于無社會保障家庭的人均消費。二是社會分配。社會分配公平程度對居民消費具有重要影響。劉文斌[11]、袁志剛等的[12]研究認為大部分財富集中在少數人手中，造成收入分配不均，不同收入水平人群的消費傾向不一致，導致了居民消費不足。

最后是社會變動。一是人口年齡結構。人口年齡結構對居民消費率具有重要影響，但不同地區、不同時間段影響結果不確定。國外實證方面，列夫(Leff)[13]通過對74個國家的面板數據進行研究，發現少兒撫養比和老年撫養比與消費率之間均具有顯著的正相關性。而Wilson[14]利用澳大利亞和加拿大時間序列數據對儲蓄率和年齡結構作協整回歸分析，并不支持人口年齡結構和儲蓄率存在相關關系。國內研究始于2000年，隨著人口年齡結構發生變化，我國進入老齡化社會。李文星等[9]利用動態面板GMM估計方法，使用1989—2004年省際面板數據，發現少兒撫養比對居民消費率具有顯著負影響，但這種影響不大，而老年撫養比對居民消費率的影響不顯著。于瀟[15]等則認為中國當前處于人口老齡化初期階段，老年人口比重快速提高的同時伴隨著少兒人口比重的迅速下降，在老年人消費系數高于少兒消費系數的情況下，人口老齡化對消費的影響表現出正效應；當老齡化進入加速發展階段時將對消費需求產生抑制效應。二是人口預期壽命。人口預期壽命也會影響居民消費率。舒爾茨[16]認為基于年齡結構的生命周期理論無力解釋東亞地區的“消費率之謎”，而預期壽命延長則是主要原因。國內學者研究預期壽命與居民消費率相關關系的文獻很少，劉長生和簡玉峰[17]、劉生龍等[18]通過收集省際面板數據進行研究分析，發現人口預期壽命對居民消費率具有顯著的負向影響。

通過前文綜述發現，首先，已有的研究主要是從經濟、政府和社會三個方面進行研究。但是在社會層面，受老齡化進一步加重的影響，在人口預期壽命增加的情況下，已有研究在數據方面具有一定局限性。其次，社會層面的研究只是單一地關注人口年齡結構對居民消費率的影響或預期壽命對居民消費率的影響，很少有文章將二者聯合起來進行研究。最后，就我國實際來講，經濟體制改革以來，我國人口預期壽命的提高會影響我國居民的消費行為選擇。但是，國內人口預期壽命對居民消費率影響的研究還處在空白期。為此，本文以人口年齡結構和人口預期壽命兩個方面為核心，在控制其他影響因素的基礎上，考察它們對我國居民消費率的影響方式及影響程度。

二、理論機制分析

根據生命周期假說(LCH)，理性經濟人依照效用最大化原則，平滑一生的消費。我們將理性經濟人的一生分為三個階段，少年階段、工作階段(中年階段)和老年階段。選取工作階段的微觀代表性個體，推導其一生收入和財富消費的效用最大化配置測度及其影響程度。

(一) 基本假設

其一，t時期中年階段(m)個體將一生工資收入(YL)和財富收入(WR)按不同比例分別在維持當期子女消費當期個人消費當期老人消費下期個人消費和當期子女遺留財富五個層面。

其二，t時期中年階段(m)個體收入來源于工資收入(YL)和財富收入(WR)，其中財富收入的金額等于上期中年階段(m)個體留下的遺留財富的折現值，即上期中年階段(m)個體工資收入的固定比例(α1)數的折現值。

其三，t時期中年階段(m)個體有一個不變的時間偏好率(θ)和一個適用于任何時刻(t)的消費效用函數：

其四，t時期中年階段(m)個體追求消費效用最大化，且消費效用是可以跨期累加的。

(二) 最優消費規劃

t時期中年階段(m)個體最優消費策略由以下規劃確定：

(三) 結論分析

(1)～(6)給出了微觀代表性個體的最優消費規劃，但宏觀居民消費率是宏觀總體居民消費總額和宏觀總體居民收入的比值，故還應將宏觀人口年齡結構因素考慮進去。設定t時期人口總人數為L，其中少年人口、工作人口和老年人口所占比例分別為λ1、λ2、λ3，每個階段的人口又分為兩部分。具體的t時期的人口數量變化如表1。

表1 t時期的人口數量

我們發現宏觀居民消費率對少兒撫養比(yd)和老年撫養比(od)的偏導數均大于零，即隨著少年撫養比的增大(如少年人口增長率大于工作人口增長率)和老年撫養比的增大(如老年人口增長率大于工作人口的增長率)時，居民消費率有增大的趨勢，但增大的程度還受到少年人口出生率(nt)、老年人口死亡率(mt)、邊際效用遞減程度(ε1、ε2)、既定的消費效用貼現率α、t時期中年階段(m)個體給當期子女遺留財富的比重和常數θ決定。

另外，由于人民生活水平、醫療水平和個人健康意識的增強，人均預期壽命會延長，也即在t?1時期數量的人口中有βt比例的人口在t時期繼續存活，則t時期老年人口第二部分人口數量應為時期宏觀居民消費率對βt求取偏導數，結果如下：

結果發現宏觀居民消費率對βt的偏導數大于零，說明人均預期壽命(life)的延長對居民消費率具有正向促進作用，預期壽命越長，增加幅度越大，居民消費率增長得越快。其他因素如人均居民收入、城鄉收入差距等，雖在理論模型推導中沒有明確體現，但其對居民消費率有著不可忽視的重要影響。

三、計量模型與數據處理

(一) 計量模型設定

在建立計量模型時，考慮到在樣本區間內，我國實施了一系列的經濟體制改革，市場、消費者所處的經濟環境并不穩定，因此，本文采用簡約型模型。由于本文核心變量是人口年齡結構和預期壽命(life)，基礎變量為收入增長率(inc)和人均收入水平(rgdp)，則建立如下基本計量模型：

上式中：下標i代表地區，t表示時間，ui為不可觀察的地區效應，εit為隨機擾動項。crit表示i地區t時期的居民消費率，ydit表示i地區t時期的少兒撫養比，odit表示i地區t時期的老年撫養比，lifeit表示i地區t時期的人均預期壽命，incit表示i地區t時期的居民收入增長率，rgdpit表示i地區t時期的居民收入水平。

理論上，預期壽命的增加會在一定程度上改變人口年齡結構，提高老年撫養比，加重人口老齡化進而影響居民消費率。為了檢驗估計結果的穩健性，在方程(10)的基礎上，加入反映收入差距對居民消費率影響的城鄉收入比變量(rui)、反映社會保障支出對居民消費率影響的公共財政支出比變量(fisd)、反映物價水平變動對居民消費率的影響通貨膨脹率變量(inf)，則得到如下面板回歸方程：

(10)(11)式是靜態面板數據模型，主要運用固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)估計。如果ui與某個解釋變量相關，則選擇固定效應模型；若與所有解釋變量不相關，則選擇隨機效應模型。但(10)(11)式忽略了居民消費率可能存在的滯后性，再加上居民消費率和人均收入、收入增長率、通貨膨脹率之間存在相互影響，估計方程(10)(11)可能會出現內生性問題。為避免內生性問題對估計結果的影響，還加入了居民消費率的滯后項(crit?1)，更好地反映了居民消費率的動態變化特征，動態面板方程如下：

傳統的面板數據估計方法不再適用方程(12)，本文采用廣義矩估計(GMM)方法進行估算。廣義矩估計(GMM)分為一步估計和兩步估計，又可以分為差分GMM估計、系統GMM估計。由于兩步估計的標準差存在偏倚，一步系統GMM比一步差分GMM運用更多的信息，有效性更強。本文選擇一步系統GMM估計方法，這樣不僅可以有效控制居民消費率可能存在的序列自相關，前期值與殘差之間可能存在的內生關聯，還可以控制其他解釋變量與殘差之間可能存在的內生性問題。

(二) 變量測度

一是居民消費率。居民消費率(cr)是指一個國家或地區在一定時期內，用于居民個人消費和社會消費的總額占當年國民支出總額或國民收入使用額的比率。本文用各地區居民消費支出占支出法計算的地區GDP的比重來表示。

二是人口年齡結構。本文采用少兒撫養比(yd)和老年撫養比(od)來表示人口年齡結構。少兒撫養比為15歲以下人口數除以15～64歲人口數，老年撫養比為65歲及以上人口數除以15～64歲的人口數。

三是預期壽命。本文采用人均預期壽命(life)來檢驗預期壽命對中國居民消費率的影響，采用《中國統計年鑒》上人均壽命間接地進行推算。

四是其他變量。收入增長率(inc)由剔除了物價水平偏差的人均收入計算得到。居民收入水平(rgdp)用居民人均可支配收入來表示，并對其進行自然對數處理。城鄉收入差距為城鎮居民人均支配收入與農村居民人均支配收入之比(rui)表示。社會保障水平用公共財政支出所占國內生產總值的比值(fisd)表示。通貨膨脹率(inf)是通過各省份的年度環比cpi指數計算得出，本文使用的是名義通貨膨脹率。

(三) 數據處理

本研究對象為除香港、澳門和臺灣以外的31個省、直轄市和自治區。我們收集以上地區1995—2012年的數據，但根據實際情況，將樣本確定為1997—2012年。西藏與重慶數據不全，沒有包括在內。數據主要來源自《新中國六十年統計資料匯編》《1990年以來中國常用人口數據集》《中國統計年鑒》。為反映我國的區域差異和地區不平衡的情況，本文將我國在地域上分成三部分，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區包括廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。全國范圍各變量的統計描述見表2。為更直觀地揭示人口年齡結構、預期壽命與居民消費率的相關關系，我們分別對其進行擬合，結果發現，少兒撫養比與居民消費率成正相關關系，而老年撫養比、預期壽命與居民消費率成負相關關系。

表2 各變量的描述性統計

四、實證結果分析

(一) 面板數據的單位根檢驗

為避免偽回歸問題，首先進行面板數據的平穩性檢驗，考察各變量是否存在同階單整。如果基于單位根檢驗的結果發現變量之間是同階單整的，可以進行協整檢驗。但也有如下的寬限說法：如果變量個數多于兩個，即解釋變量個數多于一個，被解釋變量的單整階數不能高于任何一個解釋變量的單整階數。另當解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數。本文采用LLC和IPS兩種方法進行單位根檢驗，前者原假設為存在同質單位根，后者原假設為存在異質單位根，當兩者結論不一致時則認為存在單位根，即數據是非平穩的。觀察表3可知LLC檢驗中，所有變量的水平序列都是平穩的；而IPS檢驗中，所有變量水平序列都不平穩，但都是一階單整的I(1)，可以進行協整檢驗。

表3 面板數據的單位根檢驗結果

(二) 面板數據的協整檢驗

面板數據的協整檢驗方法主要有兩大類：一類是建立在E-G兩步法檢驗基礎上的面板協整檢驗，具體有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。此處采用Kao檢驗，其原假設為不存在協整關系，檢驗結果如表4所示。檢驗結果在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明變量之間存在長期均衡關系。

表4 Kao協整檢驗結果

(三) 基本回歸結果與穩健性分析

本文選取人口年齡結構、預期壽命為核心變量，人均收入和收入增長率為基本變量，城鄉收入比、公共財政支出占比、通貨膨脹率為控制變量。另外，為了比較不同方法可能產生的差異，本文采用了面板最小二乘法(POLS)、固定效應模型(FE)和廣義矩估計(SGMM)。為了得到更穩健的估計結果，在基本方程回歸的基礎上添加控制變量進行回歸分析。估計結果如表5所示。

估計結果顯示：第一，變量系數方面，不同變量對于運用不同估計方法得到的估計結果具有很強的一致性，結果是穩健的；第二，統計檢驗方面，變量基本上通過了5%水平以上的顯著性檢驗。方法上，模型5、6優于其他四個模型。AR(2)檢驗值表明模型設定不存在殘差的二階序列自相關，Sargan檢驗的統計量表明模型設定的工具變量有效，不存在過度識別的問題，即說明廣義矩估計模型設定是合理的，故選用模型5和模型6進行結果分析。

少兒撫養比(yd)的系數為0.102和0.125，即少兒撫養比提高對居民消費率具有正向促進作用，這與張樂和雷良海[19]、楊思家[20]的研究結論一致，也符合本文的理論模型結論。一方面，樣本期間內，受計劃生育政策影響，我國少兒撫養比持續下降，從1997年的36.7%下降到2012年的23.8%，16年時間內下降了12.9個百分點。即使父母對孩子的人力資本投資會增加，但是單一子女家庭的撫養費用還是低于多子女家庭的撫養費用。另一方面，中國傳統觀念中的“養兒防老”促使父母把子女看成儲蓄的替代物，子女數量多時，作為養老保證的個人儲蓄會大幅減少。而子女數量較少時會激勵父母較少當期消費，把更多資源轉變成儲蓄或者其他財富形式，以滿足個人在下期養老支出和子女的遺留財富。

老年撫養比的系數為?0.122和?0.167，即老年撫養比的增加會導致居民消費率的降低，與毛中根、孫武福和洪濤[21]、李春琦和張杰平[22]的研究結論一致，但與理論模型和生命周期假說(LCH)相反。因為理論模型的t時期老年人最優消費水平和生命周期理論(LCH)的儲蓄積累效應均是在老年人具有相當的消費傾向的前提下得到的。不完善的社會保障體系、勤儉節約的生活習慣和對未來疾病的不確定預期使中國的老年人傾向儲蓄，具有較低的邊際消費傾向，大部分農村老年人具有更低的邊際消費傾向。這在一定程度上解釋了我國居民消費率持續走低的原因。

少年撫養比(yd)對居民消費率影響不同于老年撫養比對居民消費率的一個重要因素就是，因為少年處在生理的成長和知識的學習階段，其邊際消費傾向較高且趨于穩定。而老年人受上述各種因素的影響，其邊際消費傾向較低且不穩定。

表5 居民消費率的基本估計(全國)

預期壽命的系數為?1.352和?1.383，對居民消費率的影響顯著為負，即人口預期壽命增長降低居民消費率，與劉生龍、胡鞍鋼和郎曉娟[18]、范敘春和朱保華[23]的研究結論一致。樣本期間內，我國經濟趨于高速發展，人民經濟生活水平和醫療水平的提高以及養生意識的增強，我國居民預期壽命從2000年的71.40歲增加到2010年的74.83歲。預期壽命的延長加重了社會老齡化的程度，會在一定程度上進一步降低老年人的邊際消費傾向，進而對居民消費率有負向影響。

(四) 分區域回歸結果與分析

為反映我國地域差異而帶來的經濟發展不平衡，對全國、東部、中部和西部分別進行了一步系統GMM估計，可進一步觀察樣本分區后核心變量對居民消費率的影響方向及其結果是否穩健。表6體現了分區域的估計結果。根據回歸結果，在一步系統GMM估計中序列相關檢驗和Sargan檢驗均通過，說明GMM估計中選擇的工具變量是有效的，且模型設定是合理的。

通過對三大區域的回歸結果分析，發現核心變量人口年齡結構、預期壽命對各區域的居民消費率的影響方式及程度具有很大的差異性。

少兒撫養比(yd)對東部居民消費率有正影響，通過顯著性水平1%的檢驗，與全國層面估計結果一致，這與張樂和雷良海[19]的研究結論一致。而對中部、西部的居民消費率的影響為負，并且都沒有通過顯著性檢驗。樣本期間內，隨著改革開放步伐的加快，東部地區經濟發展速度和總量都領跑中西部地區，區域間居民收入差距大。在計劃生育政策大的背景下，隨著少兒撫養比的降低，較高的經濟收入水平促使東部地區的t時期中年階段(m)個人加大個人下期消費和當期子女遺留財富的比例而進行存儲或者轉換為其他形式的財富，降低了宏觀的居民消費率。而中西部地區受地理位置限制，經濟發展滯后于東部地區，隨著少兒撫養比的降低和家庭收入的增加，單個家庭會加大對子女人力資本投資比例，也即t時期中年階段(m)個人會加大當期子女消費投入。

老年撫養比(od)與東部區域居民消費率負相關，與全國層面估計結果一致，卻與中西部居民消費率呈現正相關變動，這與毛中根、孫武福和洪濤[21]的研究結論一致。第一，就個人家庭而言。隨著老齡化的加重，雖然各地區老人會加大對養老和預防疾病的支出，但東部地區收入水平處在較高層次，養老和預防疾病的支出占收入的比例明顯小于中西部地區。特別是西部農村地區，由于這兩部分支出所占比例過大，導致部分居民放棄治療或者選擇簡單治療。即模型t時期中年階段(m)個人分配給老年人的最優消費水平差異化且失衡。第二，就社會保障而言。由于東部相對中西部社會保障體系完善、補助穩定，其在一定程度上替代了居民消費的剛性需求，居民就會增加儲蓄，間接致使消費率下降。這與陳志科和馬少珍[24]的研究結論一致，即家庭收入水平和社會保障可增加老年人的消費需求。

預期壽命(life)對東部地區居民消費率正相關，通過了顯著性水平1%的檢驗；與中西部地區居民消費率呈負相關，但中部地區沒有通過顯著性檢驗。為了更穩健地檢驗預期壽命對居民消費的影響，依次將少兒撫養比、老年撫養比去掉進行回歸，結果發現預期壽命對各區域的影響方向及程度基本保持不變，保持了高度的穩定性。

被解釋變量的滯后一期(crit?1)系數為0.734～0.892，且都通過了1%水平的顯著性檢驗，說明我國居民消費很穩定，具有很強的慣性。人均收入增長率(inc)對居民消費率為負向影響，且非常穩定，保持在?18.022至?13.112。而人均居民收入的對數(lrgdp )對東部地區居民消費率影響為負，對中西部地區影響為正。中西部地區發展緩慢，居民收入水平相對較低，收入水平的增加會提高他們的消費傾向。通貨膨脹率(inf)對居民消費率的影響為正，即通貨膨脹率上升的時候，人民的實際收入水平下降，為保持基本消費需求，會增加名義消費，表現為居民消費率的提高。城鄉收入比(rui)對居民消費的影響在中、東部表現為正相關，西部表現為負相關。公共支出占比(fisd)對中西部居民消費率有正向影響，且在中部通過顯著性水平5%的檢驗，對東部則具有負向影響。但其影響系數為?0.042～0.153，影響程度很小，可能是因為政府財政政策對居民消費的引致效應和擠出效應相互抵消。

(五) 模型參數的一致性

廣義矩估計(GMM)是一種工具變量法，其估計量具有一致性，但當樣本量較小或者使用的工具薄弱時，動態面板估計量容易產生很大的偏倚。POLS估計時，由于因變量的滯后項和不可觀察的地區效應ui正相關，POLS估計量應該是向上偏倚的。固定效應模型估計時，由于因變量的滯后項和隨機擾動項εit負相關，其估計量應該是向下偏倚的。當因變量滯后項的GMM估計量處在POLS估計量和固定效應模型估計量之間時，則說明GMM估計量結果沒有發生較大偏倚。表7是上述五個一步系統GMM模型的因變量滯后項的POLS估計量和固定效應估計值。其因變量滯后項的GMM估計值的確處在兩者之間，這說明我們的GMM估計結果是一致的，并沒有因為樣本量和工具的選擇而產生較大偏倚。

表7 因變量滯后項POLS、GMM、固定效應模型估計量

五、結論和建議

本文通過構建以微觀代表性個體通過平滑其一生消費在五個方面，并以理性經濟人消費效用最大化為目標的“拉式函數”模型，發現少兒撫養比、老年撫養比和預期壽命都與宏觀居民消費率呈現正向變動關系。然后基于1997—2012年中國省級面板數據，以人口年齡結構、預期壽命為核心變量實證考察了全國、東部、中部和西部居民消費率的影響因素。結果發現，人口年齡結構、預期壽命是影響我國居民消費率的影響因素。從核心變量看，東部地區少兒撫養比和人均預期壽命與居民消費率正相關，與老年撫養比負相關；但中西部地區保持一致，和東部地區影響方向正好相反。少兒撫養比對居民消費率的影響由大到小為東部、中部、西部；老年撫養比對居民消費率影響由大到小為西部、中部、東部；預期壽命對居民消費率的影響由大到小為東部、西部、中部。從基礎變量看，人均收入水平偏低是影響中西部地區居民消費率偏低的主要原因；但居民收入增長率在各個地區對居民消費率都呈現負向影響，保持高度一致性。根據實證分析結果，在國內居民消費率持續走低的情形下，擴大內需，提高消費需求在國民生產總值中的比重尤為重要，應該從以下幾個方面進行推進。

第一，中西部地區居民消費率偏低的首要原因是居民人均收入水平偏低，只有在高水平的收入水平上，中西部居民才會加大基本生存消費、教育、醫療、旅游等方面的消費。為提高中西部地區人均收入水平，分西部地區和中部地區兩個方面進行說明。

就西部地區而言，首先，國家繼續推進實施“西部大開發”戰略，加大外資、內地對西部地區的投資規模，拓寬投資渠道；其次，西部地區應積極利用已有的天然資源和悠久的文化傳統，發展旅游業及其附加產業，使西部地區特有的手工藝產品走出大山，面向更廣闊的市場；最后，地方政府應利用高效的信息資源，有的放矢地組織鄉村居民技能培訓，增加鄉村居民的就業競爭力。同時，地方政府應該積極宣傳中央政策，使每一戶居民(特別是農村居民)最大限度了解政策信息，增強收入預期意識，加大個人邊際消費傾向。

就中部地區而言，首先，國家繼續積極推進“中原經濟區”“環長株潭城市群”“皖江城市帶”“武漢經濟圈”和“鄱陽湖經濟圈”為核心的重點區域開發，實現重點區域率先崛起，進而帶動整個中部崛起。其次，在經濟結構轉型的重要時期，中部地區經濟承接沿海地區的制造業等產業轉移。同時，在提升自身經濟實力的同時，提高高新技術產業的研發。最后，中部地區應高效利用全國綜合交通運輸樞紐的巨大優勢，擴大運輸業規模，增加居民就業崗位。

第二，在中西部地區收入水平提升的同時，政府加大對教育的投資。地方財政應該向地方教育傾斜，加大學校基礎設施建設、教師優秀人才的引進和教師資源的合理利用。家庭應增強教育理念，認可“知識可以改變命運”的觀念，加大對子女人力資本投資，提高子女生存發展能力。東部地區是經濟發展的“領頭羊”，經濟發展水平處在較高程度，教育資源豐富。同樣應增強家庭知識理念，擴大家庭對子女教育需求在“寬度”和“深度”方面的支持力度，以此來提升居民教育消費，提高居民消費率。

第三，有效利用我國豐富的勞動力資源，優化勞動力資源配置，提高居民消費率。盡管中國接下來的發展將面臨越來越嚴重的人口老齡化的問題，老年撫養比持續上升，但人口老齡化也有利。其一，人口的老齡化能夠積累一批科學和文化素質較高的人才，發揮老年人才的余熱不僅可以降低人口智力投資成本，更可以為成熟技術在國民經濟各部門的應用創造條件。其二，發展老齡產業，使老齡消費能夠成為我國經濟增長的新領域。政府通過制定和完善扶持老齡產業發展的法律法規和優惠政策，提高老齡人口的購買力，這也能緩解老齡化對經濟造成的沖擊。

第四，完善社會保障制度，深化養老保險制度改革。社會保障制度的完善能夠減少人們對未來的不確定性預期，這能促進人們增加當期消費而減少為未來的生活所進行的預防性儲蓄。特別對于中西部農村地區而言，可以改變其長期以來的“養兒防老”觀念，增加消費。

同時我們可以綜合國際社會保險制度改革實踐的經驗和教訓，結合自己的國情，對現有的社會保障制度進行調整，使居民敢于消費，樂于消費。另外，應加強觀念疏導，特別是改變老年人“保守”的消費觀念，提高其邊際消費傾向。

[1] Ando A, Franco Modigliani.The life-cycle hypothesis of saving：aggregate implication and tests [J].American Economic Review, 1963, 53(1): 55?84.

[2] Kraay, Aart.Household saving in China [J].World Bank Economic Review, 2000, 14(3): 545?570.

[3] Modigliani, Franco, Shi Larry Cao.The Chinese saving puzzle and the life-cycle hypothesis [J].Journal of Economic Literature, 2004, 42(1): 145?170.

[4] Bailey, Martin J.The welfare cost of inflationary finance [J].Journal of Political Economy, 1956, 54(2): 93?100.

[5] Mundell, Robert.Inflation and real interest [J].Journal of Political Economy, 1963, 71(3): 280?283.

[6] Modigliani F, Tarantelli E.The consumption function in a developing economy and the Italian experience [J].American Economic Review, 1975, 65(5): 825?842.

[7] 龍志和, 周浩明.中國城鎮居民預防性儲蓄實證研究[J].經濟研究, 2000(11): 33?38.

[8] 羅楚亮.經濟轉軌、不確定性與城鎮居民消費行為[J].經濟研究, 2004(4): 100?106.

[9] 李文星, 徐長生, 艾春榮.中國人口年齡結構和居民消費率: 1989—2004[J].經濟研究, 2008(7): 118?129.

[10] 方匡南, 章紫藝.社會保障對城鄉家庭消費的影響研究[J].統計研究, 2013(3): 51?58.

[11] 劉文斌.收入差距對消費需求的制約[J].經濟學動態, 2000(9): 13?16.

[12] 袁志剛, 朱國林.消費理論中的收入分配與總消費—及對中國消費不振的分析[J].中國社會科學, 2002(2): 69?76.

[13] Leff N H.Dependency rates and savings rates [J].American Economic Review, 1969(5): 886?896.

[14] Wilson S.The savings rate debate: does the dependency hypothesis hold for australia and Canada? [J].Australia Economic History Review, 2000(2): 199?218.

[15] 于瀟, 孫猛.中國人口老齡化對消費的影響研究[J].吉林大學社會科學學報, 2012(1): 141?147.

[16] 舒爾茨.人口結構和儲蓄: 亞洲的經驗證據及其對中國的啟示[J].經濟學季刊, 2005(7): 991?1018.

[17] 劉長生, 簡玉峰.壽命預期, 教育資本與內生經濟增長[J].當代財經, 2011(8): 15?25.

[18] 劉生龍, 胡鞍鋼, 郎曉娟.預期壽命與中國家庭儲蓄[J].經濟研究, 2012(8): 107?117.

[19] 張樂, 雷良海.中國人口年齡結構與消費關系的區域研究[J].人口與經濟, 2011(1): 16?21.

[20] 楊思家.人口年齡結構變化對我國居民儲蓄率的影響分析[J].經濟問題探索, 2013(5): 7?11.

[21] 毛中根, 孫武福, 洪濤.中國人口年齡結構與居民消費關系的比較分析[J].人口研究, 2013: 82?92.

[22] 李春琦, 張杰平.中國人口結構變動對農村居民消費的影響研究[J].中國人口科學, 2009(4): 14?22.

[23] 范敘春, 朱保華.預期壽命增長、年齡結構改變與我國國民儲蓄率[J].人口研究, 2012(4): 18?28.

[24] 陳志科, 馬少珍.老年人居家養老服務需求的影響因素研究—基于湖南省社會調查[J].中南大學學報(社會科學版), 2012(3): 26?30.

Population age structure, life expectancy and household consumption rate: GMM test with provincial dynamic panel data

LI Bin, WU Shusheng
(School of Economy and Trade, Hunan University, Changsha 410006, China)

By using panel data from Chinese provinces during the period 1997—2012, the study conducts a dynamic panel analysis of the impacts of population age structure and life expectancy on household consumption rate.The results show that population age structure and life expectancy have significant impacts on household consumption rate with huge regional characteristics.A comparison of eastern, central and western areas suggests that the descending order of the effect of child dependency ratio on household consumption rate is eastern, central and western areas, that the descending order of the effect of aging on household consumption rate is western, central and eastern areas, and that the descending order of the effect of expectancy on household consumption rate is eastern, western and central areas.

population age structure; life expectancy; household consumption rate; dynamic panel data; GMM estimation

F063.2

A

1672-3104(2015)02?0109?09

[編輯: 蘇慧]

2014?11?17；

2015?01?27

國家軟科學研究計劃重大項目“科技促進經濟發展方式轉變的評價方法和體系研究”( 2011GXS1B001)；教育部新世紀優秀人才支持計劃項目(NCET-12-0174)

李斌(1968?)，女，湖南湘鄉人，湖南大學經濟與貿易學院教授，博士生導師，主要研究方向：科技進步與經濟增長，國際貿易，現代物流；吳書勝(1991?)，男，河南信陽人，湖南大學經濟與貿易學院應用經濟學博士研究生，主要研究方向：科技進步與經濟增長