人口出生率與居民消費水平研究

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2000年以來，我國進入老齡化社會，人口出生率下降，2000年以來，我國進入老齡化社會，人口出生率下降，使得消費水平對經濟增長的帶動作用下降，因此研究人口出生率與居民消費水平的動態關系對于我國經濟增長具有重要意義。已有研究多采用時間序列或者面板數據探究人口出生率對居民消費水平的影響，但是學者們得到的結論存在一定差異，本文采用理論與實證相結合的方法探究人口出生率與居民消費水平的關系，

人口出生率影響居民消費水平的機制分析

人口出生率對居民消費水平的影響可以分為直接影響和間接影響，影響機制如圖1所示。本文認為直接影響主要體現在以下幾點：第一，嬰幼兒消費品規模和總量增多。人口出生率提升最明顯的影響就是嬰幼兒出生率上升，而嬰幼兒出生率的提升會導致我國居民在嬰幼兒方面的消費總量和規模提升。第二，家庭日用消費品規模增大。人口出生率的提升表示我國居民人口增多，因此會提升家庭在日用品方面的消費量。第三，消費者數量增多，消費潛力增大。人口出生率提升意味著我國人口數量會逐步提升，人口數量的提升意味著我國消費者數量會增加，因此帶動我國消費潛力增大。人口出生率對居民消費的間接影響體現在儲蓄、勞動力、產業結構三大方面。首先是人口出生率對儲蓄的影響，嬰幼兒出生意味著家庭要花費更多資金用于幼兒的食品、醫療、教育等方面，從而可以降低家庭儲蓄率，提升家庭消費總量；其次是人口出生率對勞動力的影響，人口出生率的提升可以擴大我國勞動力數量，勞動力數量提升可以提升家庭收入總量，進而提升居民消費水平；最后是人口出生率對產業結構的影響，人口出生率的提升對產業結構轉變具有重要意義，會使得產業朝勞動力密集型和技術密集型方向發展，并且我國產業結構調整需要勞動力的支持，而產業結構的轉變會提升整體居民收入水平，進而能夠促進居民消費水平提升。

人口出生率影響居民消費水平的實證分析

（一）變量選取與說明。本文的研究主題是人口出生率與居民消費水平的動態關系，因此將居民消費水平作為被解釋變量，國內學者使用多種指標度量居民消費水平，其中居民最終消費率、居民平均消費水平是最常用指標。本文使用居民平均消費水平表示居民消費水平，考慮到我國城鄉居民收入水平具有較大差異，導致居民消費水平也存在較大差異，因此本文將居民消費水平劃分為城市居民消費水平和農村居民消費水平，分別使用ccos和ncos表示，2010-2017年我國30個省市（西藏、香港、澳門、臺灣地區數據缺失不在研究范圍內）的數據均來源于國家統計局，此外為剔除通貨膨脹的影響，本文使用cpi對城鄉居民消費進行貼現。人口出生率數量來源于國家統計局，使用peo表示。此外，綜合以往學者的研究成果，本文將地區經濟發展水平、城鎮化水平、商貿流通產業發展水平、居民收入水平作為控制變量，分別使用人均GDP、城鎮化率、商貿流通產業產值、居民平均收入水平表示，使用pgdp、city、sm、sr表示，同樣為消除通貨膨脹的影響，使用cpi對數據進行貼現處理。此外，由于本文使用的城鄉居民消費水平、經濟發展水平、商貿流通產業水平、居民平均收入水平為絕對量指標，為避免可能存在的異方差性，本文對這些指標進行取對數處理，結果分別使用lnccos、lnncos、lnpgdp、lnsm、lnsr表示。（二）變量相關性分析。本文首先對變量進行相關性分析，明確變量之間的相關關系方向、相關程度，同時由于本文將居民消費水平分為城鎮居民消費水平、農村居民消費水平，通過相關性分析可以明確二者之間的關聯性。如果二者相關程度較大，為避免多重共線性對回歸結果的影響，需要將城鎮居民消費水平（lnccos）和農村居民消費水平（lnncos）分開構建模型進行回歸分析。相關性分析結果如表1所示，lnccos與lnncos之間的相關系數為0.742，且在5%的水平上顯著，說明城鎮居民消費水平與農村居民消費水平之間存在較大程度的相關性，為避免多重共線性，需要在下文的回歸分析中將二者分開構建模型進行實證分析。人口出生率（peo）與城鎮居民消費水平（lnccos）之間的相關系數為0.308，與農村居民消費水平（lnncos）之間的相關系數為0.257，說明人口出生率與城鄉居民消費之間為顯著正相關關系。控制變量中經濟發展水平（lnpgdp）、商貿流通產業發展水平（lnsm）、居民平均收入水平（lnsr）與城鄉居民消費水平均存在不同程度的正相關關系。（三）模型設置。由于本文將居民消費水平劃分為城鎮居民消費水平（lnccos）和農村居民消費水平（lnncos），因此本文分別構建模型（1）和模型（2）探究居民消費水平對城鎮居民消費水平和農村居民消費水平的影響，如方程（1）和（2）所示：lnccosit=c+β1*peoit+β2*lnpgdpit+β3*cityit+β4*lnsmit+β5*lnsrit+εit（1）lnncosit=α+θ1*peoit+θ2*lnpgdpit+θ3*cityit+θ4*lnsmit+θ5*lnsrit+ρit（2）其中，lnccos為城鎮居民消費水平的對數形式，lnncos為農村居民消費水平的對數形式，peo為人口出生率，lnpgdp為人均GDP的對數形式，city為城鎮化率，lnsm為商貿流通產業發展水平的對數形式，lnsr為居民收入水平的對數形式，c和a為常數項，ε和ρ為隨機誤差項，β和θ為回歸系數。（四）回歸結果。面板數據模型具有混合效應、隨機效應、固定效應三種回歸形式，因此在進行回歸之前必須判斷模型回歸形式，本文使用F檢驗與豪斯曼檢驗判斷模型形式，F檢驗的原假設是使用混合效應模型，豪斯曼檢驗的原假設是使用隨機效應模型。首先是模型（1）的F檢驗和豪斯曼檢驗，F檢驗值為25.59，p值為0.000，說明F檢驗強烈拒絕原假設，即模型適用固定效應模型。隨后進行豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗值為15.01，p值為0.05，說明豪斯曼檢驗拒絕原假設，即模型（1）適用固定效應模型。同理，模型（2）的F檢驗值為33.79，P值為0.00，豪斯曼檢驗值為19.78，p值為0.01，說明模型（2）適用固定效應模型。如表2所示，peo與lnccos之間的回歸系數為0.203，p值為0.000，說明人口出生率與城鎮居民消費水平之間為顯著正相關關系，即人口出生率上升1個百分點，城鎮居民消費水平上升0.203個百分點。同樣，表3顯示，peo與lnncos之間的回歸系數為0.113，p值為0.001，說明人口出生率與農村居民消費水平之間為顯著正相關關系，即人口出生率上升1個百分點，農村居民消費水平上升0.113個百分點。原因在于人口出生率上升，意味著我國人口數量上升，而人口總量的上升必然會引起居民消費總量和規模上升，從而提升居民消費水平。同時，人口出生率上升表示幼兒出生率上升，伴隨著幼兒出生率的上升，家庭的醫療、教育等方面支出必然增加，從而帶動居民消費水平上升。控制變量方面，lnpgdp、lnsm、lnsr與lnccos的回歸系數為0.227、0.549、0.730，且均在1%的水平上顯著，與lnncos的回歸系數分別為0.327、0.054、0.539，且至少在10%的水平上顯著，說明經濟發展水平、商貿流通產業發展水平、居民收入水平對居民消費水平具有不同程度促進作用。city與lnccos、lnncos之間的回歸系數為正，但不顯著，說明城鎮化水平對居民消費水平的影響較小，沒有達到顯著性水平。（五）穩健性檢驗。本文使用居民最終消費率衡量居民消費水平，使用ccos表示城鎮居民最終消費率，使用ncos表示農村居民最終消費率進行回歸分析，結果如表4和表5所示。peo、lnpgdp、city等變量的系數方向和顯著性水平均沒有顯著變化，說明本文的回歸結果穩健。

政策建議

第一，穩定人口出生率，維持人口紅利。本文實證分析表明人口出生率與城鄉居民消費之間為顯著正相關關系。為此，我國應該穩定人口出生率，通過開放二胎、生育補貼等形式鼓勵居民生育，維持我國人口紅利，促進居民消費總量和規模提升。第二，保持經濟增長，提升居民收入水平。收入是消費的基礎，本文實證分析也表明居民收入水平對消費具有顯著影響。因此，本文認為我國應該保持經濟增長速度，不斷提升居民收入水平，從而促進居民消費水平不斷提升。第三，完善醫療、教育等社會保障制度。由于我國醫療、教育成本過高，居民為應對醫療以及教育等方面的支出，抑制消費，偏好儲蓄，導致我國儲蓄率居世界第一位，這在一定程度上抑制了我國居民消費。為此，應該完善醫療、教育制度，減輕居民負擔，從而提升居民消費熱情。

作者:杜瑋 單位:海南軟件職業技術學院