王小康，吳宏偉

(淮北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮北 235000)

一、引言

當(dāng)前，我國人口老齡化正處于加速發(fā)展的階段，而人口生育率偏低已經(jīng)成為共識。老年人口規(guī)模的擴(kuò)大，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，消費需求的轉(zhuǎn)變等必將使得消費市場發(fā)生變化，消費結(jié)構(gòu)的變動效應(yīng)將越來越明顯。此外，低生育率會減少未來勞動力供給，促使勞動年齡結(jié)構(gòu)逐漸趨于變大，從而加深人口老齡化程度。

國內(nèi)學(xué)者對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費水平的關(guān)系研究相當(dāng)豐富。付波航等研究結(jié)果表明，人口撫養(yǎng)比提升1個單位，會導(dǎo)致居民消費水平下降0.4個單位。[1]暴曉麗基于中國家庭金融調(diào)查的數(shù)據(jù)，采用LES模型，發(fā)現(xiàn)對比其他年齡，老齡人對價格比較敏感，在醫(yī)療、文化娛樂和教育支出等領(lǐng)域存在巨大的老齡人市場。[2]倪紅福等研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)具有顯著差異，且家庭的人口結(jié)構(gòu)影響家庭的消費結(jié)構(gòu)，老年家庭的醫(yī)療支出大于年輕家庭。[3]汪偉和劉玉飛研究證實，人口老齡化改善居民家庭的消費結(jié)構(gòu)，提升居民家庭的醫(yī)療支出，但降低居民家庭在文娛等方面的支出。[4]徐國祥和劉利利用動態(tài)面板模型，發(fā)現(xiàn)老齡化與人均食品支出、教育文化娛樂等人均消費支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與醫(yī)療消費呈正向相關(guān)關(guān)系。[5]杜瑋對人口出生率與居民消費水平的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行理論與實證分析，結(jié)果表明人口出生率上升明顯降低了居民消費水平。[6]但是現(xiàn)有研究并沒有充分考慮生育政策和人口老齡化對居民消費差異的不同影響，文章將在此基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)研究。

二、實證分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

文章構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實證分析，將居民消費不平等作為被解釋變量，但是當(dāng)前公開數(shù)據(jù)并沒有對居民消費不平等進(jìn)行度量。因此，文章使用居民人均消費支出測算，全國30個地區(qū)為研究樣本，1990—2018年的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，計算方法使用該年度該地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均消費支出減去該年度城鎮(zhèn)居民人均消費支出的最低值，然后除以該年度城鎮(zhèn)人均居民消費支出的均值，[7]使用cost表示。核心解釋變量是生育政策和人口老齡化。隨著我國生育政策是逐步開放，必然會導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比增加，因此文章使用少兒撫養(yǎng)比作為核心解釋變量，使用baby表示。人口老齡化參考現(xiàn)在主流做法，使用老年人口撫養(yǎng)比衡量，使用old表示?？紤]到消費與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、居民收入等因素存在一定的關(guān)聯(lián)性，文章選取了相關(guān)控制變量。使用人均地區(qū)生產(chǎn)總值，參考居民消費差異系數(shù)測算方法，計算地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異系數(shù)，使用pgdp表示。使用地區(qū)人均收入水平，參考居民消費差異系數(shù)測算方法，計算地區(qū)人均收入水平差異系數(shù)，使用ins表示。使用地區(qū)城鎮(zhèn)化水平，參考居民消費差異系數(shù)測算方法，計算地區(qū)城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)，使用city表示。使用地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平，參考居民消費差異系數(shù)測算方法，計算地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平差異系數(shù)，使用sm表示?？紤]不同年份對居民消費水平的影響，將年份作為虛擬變量。

(二)變量平穩(wěn)性檢驗

文章數(shù)據(jù)為30個地區(qū)1990—2018年的面板數(shù)據(jù)，時間跨度較大，為避免“偽回歸”問題，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示：

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

如表1所示：LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗以及PP檢驗都顯著，cost、baby等變量均為平穩(wěn)序列。

(三)多重共線性檢驗與模型構(gòu)建

構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型必須要關(guān)注變量的相關(guān)性過強(qiáng)帶來的多重共線性問題，因此文章對變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表2所示：

表2 變量相關(guān)性檢驗

如表2所示，baby與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.598且在1%的水平上顯著，說明“二孩”政策與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。old與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.116且在5%的水平上顯著，說明人口老齡化與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。pgdp與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.506且在1%的水平上顯著，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異系數(shù)與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。ins與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.031且在1%的水平上顯著，說明收入差異系數(shù)與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。city與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.951且在1%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。sm與cost之間的相關(guān)系數(shù)為0.731且在1%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)與居民消費差異系數(shù)之間不存在多重共線性。

baby、old、pgdp、ins、city、sm之間的相關(guān)系數(shù)均低于0.6，說明不存在多重共線性。由此，文章構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，見方程(1)：

costit=c+β1*babyit+β2*oldit+β3*pgdpit+β4*insit+β5*cityit+β6*smit+α∑year+εit

(1)

如方程(1)所示，cost為居民消費差異系數(shù)，baby為幼兒撫養(yǎng)比，old為老年人口撫養(yǎng)比，pgdp為經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異系數(shù)，ins為收入差異系數(shù)，city為城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)，sm為商貿(mào)流通業(yè)差異系數(shù)，為回歸系數(shù)，c為常數(shù)項。

(四)回歸分析與假設(shè)驗證

考慮到地區(qū)間的差異，文章進(jìn)行全樣本回歸的同時，也對東中西三大地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果如表3所示：

表3 方程回歸結(jié)果

從表3數(shù)據(jù)可以看出，我國生育政策在一定程度上加劇了城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象。老年人口撫養(yǎng)比與城鎮(zhèn)居民消費差異系數(shù)之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明我國人口老齡化程度加深在一定程度上加劇了我國城鎮(zhèn)居民消費差異系數(shù)。

控制變量回歸結(jié)果。全樣本和東中西部地區(qū)的回歸結(jié)果均顯示：pgdp與cost之間為正相關(guān)關(guān)系，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異系數(shù)上升會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象加劇。ins與cost之間為正相關(guān)關(guān)系，說明居民收入水平差異系數(shù)上升會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象加劇。city與cost之間為正相關(guān)關(guān)系，說明城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)上升會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象加劇。sm與cost之間為正相關(guān)關(guān)系，說明商貿(mào)流通業(yè)水平差異系數(shù)上升會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象加劇。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為驗證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，文章使用農(nóng)村地區(qū)居民收入水平測算收入差異系數(shù)，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示：

表4 結(jié)果穩(wěn)健性檢驗

如表4所示，baby等變量的回歸系數(shù)方向和顯著性均沒有發(fā)生較大變化，因此文章認(rèn)為上述回歸結(jié)果穩(wěn)健。

三、結(jié)論與政策啟示

本文基于我國1990—2018年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板模型，研究分析生育政策、人口老齡化對城鎮(zhèn)居民消費不平等的影響，得出如下結(jié)論：

1.幼兒撫養(yǎng)比全樣本回歸系數(shù)為0.301，東部地區(qū)回歸系數(shù)為0.343，中部地區(qū)回歸系數(shù)為0.226，西部地區(qū)回歸系數(shù)為0.157，回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著，說明幼兒撫養(yǎng)比與城鎮(zhèn)居民消費差異系數(shù)之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，生育政策在一定程度上加劇了城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象。

2.老年人口撫養(yǎng)比全樣本回歸系數(shù)為0.850，東部地區(qū)回歸系數(shù)為0.243，中部地區(qū)回歸系數(shù)為0.709，西部地區(qū)回歸系數(shù)為0.734，回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著，說明老年人口撫養(yǎng)比與城鎮(zhèn)居民消費差異系數(shù)之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明我國人口老齡化加劇在一定程度上加劇了我國城鎮(zhèn)居民消費差異系數(shù)。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異系數(shù)、居民收入水平差異系數(shù)、城鎮(zhèn)化水平差異系數(shù)、商貿(mào)流通業(yè)水平差異系數(shù)上升會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費不平等現(xiàn)象加劇。

由此，文章提出如下政策建議：

第一，在人口紅利逐步下降時期，我國應(yīng)該逐步開放實施生育政策，擴(kuò)大財政對相關(guān)配套設(shè)施的建設(shè)力度，降低家庭撫養(yǎng)嬰幼兒的經(jīng)濟(jì)壓力。首先，提高老齡人口的勞動參與率，適當(dāng)延遲退休年齡，特別是在高技術(shù)含量領(lǐng)域，提高退休年齡既可以縮短領(lǐng)取養(yǎng)老金的時間，又可以增加人力資本，緩解人口老齡化給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的壓力。其次，建立老齡人口的勞動力比較優(yōu)勢，通過提高老齡人口的人力水平，提高工作力。最后，要在多個方面保障老年人的健康，政府應(yīng)加大公共衛(wèi)生投入，完善多級醫(yī)療體系，通過完善社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)和家庭護(hù)理慢性病醫(yī)生來追蹤老年人的健康狀況，不讓小病成大病。

第二，完善社會保障支出，降低居民在醫(yī)療衛(wèi)生方面的支出壓力。政府應(yīng)加大社會保障范圍和保障金額，構(gòu)建可持續(xù)的養(yǎng)老金制度。一方面，可以推遲養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡來約束養(yǎng)老金成本的增長，做好支付精算與加強(qiáng)養(yǎng)老金待遇的關(guān)系，更好地實現(xiàn)養(yǎng)老金制度的平衡。另一方面，嘗試構(gòu)建具有中國特色的多支柱養(yǎng)老金制度，如建立好現(xiàn)收現(xiàn)付制的第一支柱，建立社會統(tǒng)籌賬戶；補充和分離個人賬戶，構(gòu)成企業(yè)年金和職業(yè)養(yǎng)老金的第二支柱；盡快實施稅收優(yōu)惠政策，發(fā)展養(yǎng)老金第三支柱。

第三，政府應(yīng)該穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長，同時積極提升居民收入水平，縮小居民收入差距。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方式上，加強(qiáng)技術(shù)投入，以技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，利用技術(shù)創(chuàng)新，提升我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。當(dāng)前世界科技發(fā)展處在“新革命”來臨的邊界，加大技術(shù)投入，弘揚創(chuàng)新精神，以新技術(shù)推動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。