李文煌

摘要：分别引入标准消费人变量和非劳动年龄人口变量的消费函数及改进后的消费函数进行实证分析，结果显示非劳动年龄人口变量与代表居民消费的被解释变量呈显著负相关，在不考虑其他因素的前提下，劳动年龄人口的社会抚养压力增大和非劳动年龄人口消费能力的稳定性可能是抑制湖南消费水平提高的主要原因。

关键词：非劳动年龄人口;标准消费人;消费倾向;实证

普遍认为人口分为劳动年龄人口（也称生产年龄人口）和非劳动年龄人口（也称抚养人口）。劳动年龄人口通常指15—64岁的成年人口，非劳动年龄人口包括儿童和老年人口，通常0—14岁为儿童人口，65岁及以上为老年人口。根据联合国对老龄化社会的定义，65岁以上人口超过7%的地区或国家属于老龄化社会。“五普”、“六普”数据统计湖南省人口老化系数全国排名从第11位上升到第8位，增长速度快于全国平均水平。湖南省于2002-2011年间0-14岁人口比例在17.5%上下波动，非劳动年龄人口比例保持在28%上下波动。湖南总人口在2009-2010年湖南总人口减少较快，但是在2011年回升到最高点。1983年实施计划生育政策之后，人口增长速度明显放缓，家庭结构变化较大，但是在人口基数继续增大和社会抚养系数保持相对稳定的情况下，湖南省居民消费率逐年下降，从2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年间居民消费对GDP的贡献权重下降了19个百分点（34.99%），所以研究非劳动年龄人口对湖南居民消费水平的直接或间接影响对扩大内需、转变经济发展方式具有重要现实意义。

一、非劳动年龄人口与湖南居民消费的实证分析

（一）标准消费人消费函数分析

1.数据整理

通过查找湖南历年统计年鉴，能整理出1996-2011年间关于人均GDP、人均消费水平、非劳动年龄人口数据（见表1）。

在湖南，65岁老年人口与0-14岁人口成反向变动，0-14岁人口的消费基本上来自家庭收入的直接或间接转移消费，老年人口的收入水平和来源存在很大差别，根据“六普”中数据，城镇人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成员赡养，39.5%的老年人依靠退休养老金生活，仅有9%的老年人依靠劳动获得收入;63.8%的农村老年人口收入主要靠家庭供养，超过26.2%的老年人靠劳动获得收入，还有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群体或区域的消费水平确实存在差异，加上我国传统文化和消费习惯的影响，湖南非劳动年龄人口的消费水平一般要低于劳动年龄人口的消费水平。结合关于标准消费人的相关研究（G.J.Stolnitz，1992;于学军，1995;李建民，2001;王金营等，2006）可知，可以按标准消费系数0.7将老年人折算为标准消费人，同时将少年儿童的标准消费系数定为0.8。据此本文选取王金营（2006）的研究方法，将1996-2011年期间湖南非劳动年龄人口换算成标准消费人研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响。

2.回归分析

首先在不考虑前期消费习惯前提下，利用已有数据对（4）进行回归检验结果如下：

act=1420.758+0.2874yt+μ（7）

（8.33）（17.67）

（0.00）（0.00）

第一行系数为各系数的t值检验值，第二行括号中的数值为个系数的显著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明显看出：du

其次，将代表消费习惯的ACt-1纳入模型（7），回归结果如下：

act=1921.272+0.3887yt-0.37107act-1+μ（8）

（3.36） （3.31） （-0.84）

（0.006）（0.009） （0.415）

其中R2adj=0.9494，F（ 2，12） = 132.30，F = 0.0000，由此可知，湖南消费水平与人均GDP保持显著正相关性，由于序列自相关导致滞后项的系数没有通过显著性检验，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1

通过GLS消除序列相关的影响，其回归结果为：

act=2746.037+0.41812yt-0.795603act-1（9）

（4.52） （4.4） （-2.17）

（0.001） （0.001） （0.052）

其中R2adj=0.8304，F（ 2，1） = 32.83，F = 0.0000，sig=0.000，D.W.=1.530709，明显可知：du

将模型（7）回归结果所得变量系数代入模型（6），求得关于消费水平与人均GDP和非劳动年龄人口的消费函数：

ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt

上述消费函数能说明一个社会现象，在人均GDP持续增长的情况下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，转移到非劳动年龄人口的收入将增加，但是由于老年人在自身习惯、消费需求及对子女的关心可能将转移过来的收入进行储蓄，同时年轻家长考虑到子女的生活压力（学习、工作、买房、结婚等）将维持或降低目前消费水平。结合已有数据和回归结果，在人均GDP不变的前提下，湖南65岁以上老龄化人口处于增长趋势，对湖南消费水平的影响还有可能继续增大，0-14岁人口比重在一定范围小幅波动，对湖南居民整体消费水平的影响可能削弱，该结论与王金营（2006）、李文星（2007）的研究如出一辙。因此随着非劳动年龄人口比例agedt+childt的波动，将一定程度上抑制湖南整体平均消费水平的提高，整体消费总额在增长可归结为湖南人口基数的增大;最后，

AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）

是上述消费函数关于人均GDP的导数，同样可以看出非劳动年龄人口对湖南消费水平的影响。

（二）引入年龄结构变量的消费函数分析

根据有关的非劳动年龄人口与居民消费的研究，本文将建立非劳动年龄人口的相关变量与消费水平的关系模型式（10），实证结果如下：

act=1818.85+0.21yt-5489.5cht+11867.39agedt（10）

（0.82） （8.33） （-0.95） （0.86）

（0.428）（0.000） （0.363） （0.428）

其中拟合优度R2adj=0.963，F值=131.05，方程的拟合优度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根据DW检验表可知：在α=0.01显著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，无法判断模型（10）回归过程是否曾在序列自相关。从回归结果可以看出，仅有剔除通胀的人均GDP对湖南省人均消费的影响是显著的，即居民消费与收入成正相关;ch变量系数为负，aged变量系数为正，但是都不显著，因此该模型不能反应非劳动年龄人口对湖南省消费水平之间的关系，有必要对直接引入非劳动年龄人口变量的模型进行改进，同时考虑加入其他影响消费水平的变量。

1.模型改进

参考王宇鹏、王森及李文星等人的研究成果，本文选取老少比、居民消费倾向分别代表非劳动年龄人口变量和代表消费水平的被解释变量，对消费函数模型改进如下：

CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）

其中，CP为居民平均消费倾向，即消费支出与可支配收入的比值，这也是采取零截距的重要原因（王宇鹏，2011）;lnDPI代表人均实际可支配收入变量，即可支配输入的对数值;RUI代表城乡人口消费能力差异变量，即城乡人均纯收入的比值;R为实际利率水平;P为物价水平;OY代表老年人与少年儿童消费能力差异的变量，即65岁及以上老少人口与0-14岁人口的比值，数据来自于《中国统计年鉴》中的抽样数据计算所得。

2.数据整理与变量检验

对于改进后的模型，所有原始数据均来自于1991-2012年的《中国统计年鉴》。居民平均消费倾向是居民消费支出与可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年为基期，根据消费价格指数进行平减后的数据，再对居民人均可支配收入进行对数化处理，同时求出城乡人均可支配收入比;实际利率根据一年期加权平均的名义利率减去当年居民消费价格指数变化率计算的。

通过引入多个影响消费倾向的时间序列变量改进模型，为避免“伪回归”现象。首先有必要采用ADF检验方法对各时间序列进行单位根平稳性检验，结果见表3：

其中（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后期数。

从表3的检验结果可知，变量经过一阶差分之后显示所有变量的时间序列都是一阶单整，即平稳时间序列。当序列都是同阶平稳时，为确定变量是否可能存在协整关系，对时间序列变量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY进行Johansen协整检验，从表6检验结果可知，模型（11）包含的六个平稳变量存在协整关系。

3.回归结果及分析

由于序列变量检验结果可知，可选取普通最小二乘法对模型（11）进行回归，结果如下：

CPt=0.07633LnDPIt+0.175RUIt+0.02333Rt-0.60717Pt-0.70064OYt

（2.30348） （2.04991）（2.81840）（-1.71922）（-6.04530）

（0.035） （0.057） （0.012） （0.105） （0.000）

其中，R2adj=0.6517，相比标准消费人模型，模型（11）的拟合优度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的显著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判断模型不存在自相关。

由White异方差检验（表7）可知，模型White异方差检验中Obs*R2adj=7.348，取0.05为显著性水平，由于Obs*R2adj=7.348

从模型回归结果表5分析，老少比OY变量的系数为负，同时也是高度显著的，由表2可知，老少比还有继续提高的趋势，随着老少比的提高，非劳动年龄人口的消费能力的差距将进一步加大，随着湖南老龄化的加深，对居民平均消费倾向的抑制作用更加明显，同时0-14岁人口的增长速度变缓，目前0-14岁人口比重在一定范围内小幅波动，结合标准消费人模型可知，0-14岁人口对居民消费倾向的抑制作用将减弱，总体呈现出非劳动年龄人口抑制了湖南居民平均消费倾向的提高，非劳动年龄人口的年龄结构变化改变了整体消费结构，直接导致整体居民消费水平的下降。然后，变量lnDPI在5%的水平正显著，说明人均实际可支配收入的提高可以增加居民的平均消费倾向;变量R在5%水平正显著，说明降低利率水平将使居民预期收入的减少，加上物价水平的上升，居民将其他方式进行保值，可能提高居民的即期消费倾向，由于老年人的消费倾向基本保持不变，所以利率变化对其影响不大;变量RUI在10%的水平正显著，城乡人均纯收入比值是缓慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距扩大会与湖南省居民的平均消费倾向呈现同方向变化趋势，这与当前很多研究理论不符，可能的原因是城市居民的消费倾向大于农村居民的消费倾向，随着城镇化进程的加快，农村人口向城市流动导致城市居民的数量增加，而且这部分人口基本上处于14-64岁年龄段，为适应城市生活被迫提高消费倾向，所以RUI系数出现显著正相关也是情理之中的;变量P在10%的水平显著为负，可见物价上涨会降低湖南的居民平均消费倾向，与事实相符。

二、结语

本文在分析了湖南非劳动年龄人口现状及发展趋势、消费现状，结合已有设计非劳动年龄人口变量与消费有关的研究成果，同时选取两种消费函数，在新的背景下，从实证的角度研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响，得出以下结论：在湖南人均GDP增长快于人口增长的情况下，目前湖南

非劳动年龄人口的城乡分布和收入来源存在较大差异，特别是65岁以上老年人口的现状，虽然社会抚养系数在缓慢减小，但是老龄化趋势加剧与0-14岁人口比例在经历缓慢降低后基本维持稳定，导致老少比不断攀升，也说明非劳动年龄人口的消费能力的差距将拉大;由于计划生育政策对人口增长的控制、城镇人口的增长、家庭收入的增加及家庭结构的改变，非劳动年龄人口的直接或间接收入将增加，但是老年人口在自身消费习惯、消费需求及出于对子女的关心爱护可能更倾向于储蓄，加上0-14岁人口基本上处于零收入状态，导致年轻的家长考虑到家庭生活和子女将来的生活压力也可能有意识的降低消费水平，所以非劳动年龄人口的消费能力、水平及倾向具有一定的稳定性;综上所述，非劳动年龄人口对湖南消费的影响首先是由于非劳动年龄人口数量的变化产生的，65岁以上老年人口的增长对湖南消费水平的抑制效应有增大趋势，2000年后，0-14岁人口基本上维持稳定，对湖南居民整体消费水平的抑制作用变化不大，总体而言，由于湖南老龄化加深，65岁以上老年人口对整体消费水平的抑制效应导致非劳动年龄人口变量与因变量呈显著负相关，劳动年龄人口的社会抚养压力增大和非劳动年龄人口消费能力的稳定性可能是真正抑制湖南消费水平提高的原因。

参考文献：

[1]于学军.中国人口老化的经济学研究[J].中国人口科学，1995（6）：24-34.

[2]李建民.老年人消费需求影响因素分析及我国老年人消费需求增长预测[J].人口与经济，2001（5）：10-16.

[3]王金营、付秀彬.考虑人口年龄结构变动的中国消费函数计量分析——兼论中国人口老龄化对消费的影响[J].人口研究，2006（1）：29-36.