適應中國老齡化現狀的產業結構調整研究
——基於動態面板數據模型與面板數據聯立方程模型
聶高輝 蔡 琪
內容摘要：文章選用30個省份2005—2015年面板數據從供給和需求兩個角度分析老齡化對消費結構和勞動力城鄉結構變化的動態效應。供給角度通過建立動態面板數據模型實證分析得到結論，東部地區老齡化對消費有促進作用，中、西部有抑制作用。需求角度運用面板數據聯立方程模型研究發現，東部地區老齡化對勞動力城鄉結構變化有推動作用，中、西部有阻礙作用。最後比較分析東、中、西部地區老齡化對消費與勞動力城鄉結構效應的影響程度，並給出政策建議。
關鍵詞：產業結構調整；人口老齡化；動態面板數據模型；面板數據聯立方程模型
中圖分類號：C811 文獻標識碼：A 文章編號：1004-7794（2017）06-0006-06
DOI： 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2017.06.002
一、引言
老齡化問題在中國進入21世紀後變得越來越嚴峻。隨著中國年齡結構日趨老化，老齡化伴隨的各種問題也越加凸顯，中國傳統的「人口紅利」已經消減。與此同時，國家高度重視產業結構調整，經濟轉型升級。「十三五」規劃明確指出經濟結構要從現有的製造業主導過渡到服務業主導，產業結構要從勞動力密集過渡到資本與智力密集。因此，在人口老齡化背景下研究產業結構調整對我國經濟新常態發展具有現實意義。
文章將從供給和需求兩個角度考察人口老齡化對產業結構調整的動態效應。供給角度主要分析人口老齡化對消費結構影響，需求角度主要分析人口老齡化對勞動力城鄉結構的影響。
二、文獻綜述
國內外很多學者關於人口老齡化對消費結構與勞動力城鄉結構的關係做了研究。對於老齡化與消費結構的影響，在影響路徑上，一部分學者認為人口老齡化通過居民收入的變化影響消費水平。人口老齡化導致家庭收入水平降低，從而降低家庭人均消費水平（Solving Erlandsen，2008）[1]；此外，老年人口比重的邊際消費傾向與人均收入水平有關，老齡化將會降低未來的消費水平和消費比率（王金營等，2006）[2]。另一部分學者認為人口老齡化通過儲蓄率而影響居民消費。研究表明老齡化將會使「高儲蓄」模式發生變化，從而影響全社會儲蓄—消費之間的關係（Franco Modigliani，2004）[3]；老年撫養係數與儲蓄率之間具有顯著關係，老年撫養比的逐年增長影響居民消費水平（Horioka Jane，2006）[4]。少數學者直接將人口年齡結構加權變量引入跨期消費效用函數（王東海 ，2008）[5]、絕對消費函數（田雪原，2012）[6]實證分析了老齡化對居民消費的影響。
在影響效果上，一些學者認為老齡化有利於消費增長（Leff Tracy，2008）[7]。也有學者的研究表明老齡化對居民消費呈負向的影響，不利於消費增長（王森，2010）[8]。此外，老齡化對消費的影響具有動態波動性（孫蕾，2015）[9]。
在人口老齡化對勞動力城鄉結構變化影響的傳導機制上，目前我國現有的社會制度，使得人口老齡化逐漸影響勞動力城鄉結構（Zhao，2002）[10]。此外，老年人的心理成本與預期淨收入的變化也是影響勞動力城鄉結構的重要因素（康傳坤，2012）[11]。一些學者認為農村老齡化程度的加重會抑制勞動力向城市轉移（文先明等，2015）[12]。
人口老齡化影響勞動力城鄉結構變遷，進而促使勞動供給曲線移動，從而造成就業結構變化。Ken-ichi Hashimoto等（2010）[13]指出人口老齡化導致的勞動力從非保健部門產業向醫療保健產業轉變，影響產業結構調整升級；傳統的勞動密集型產業很難適應人口老齡化社會（童玉芬，2014）[14]。
綜上所述，人口老齡化客觀上不僅引起了消費結構的變化，同時對勞動力城鄉結構的變化也產生了作用，這兩種變化拉動和促進了產業結構升級。但上述研究中都沒有研究老齡化對這兩個結構變化效應的強弱。本文主要研究人口老齡化對消費結構變化與勞動力城鄉結構變化的效應強弱，並給出三個基本假設。
假設1：西部地區老齡化對勞動力城鄉結構變化的效應強於對消費結構變化的效應。
假設2：中部地區老齡化對勞動力城鄉結構變化的效應與對勞動力城鄉結構變化的效應差不多。
假設3：東部地區老齡化對消費結構變化的效應強於對勞動力城鄉結構變化的效應。
三、理論分析
在生命周期理論的模型中，大多數學者認為成年時期的收入遠高於支出而老年時期正好相反，本文在Modigliani生命周期理論的基礎上，加入老齡化因素，通過模型變換求解方程的方法構建老齡化與消費的關係。Modigliani生命周期理論的一般表達式為：
從式（5）可以看出，當消費者處於青年時期，工作能力較強，一般的年收入往往大於年支出，並且年末有結餘，這樣儲蓄就為正，式（5）的後半部分為負，對消費有相對的反向作用。當消費者處於老年時期，往往沒有固定的收入，儲蓄為負，式（5）的後半部分為正，對消費具有正向推動作用。
理論模型推導說明社會中的老年人口比率增加會拉動消費增長，勞動力人口增加會抑制消費增長。
四、實證分析
（一）老齡化對消費結構變化的效應
1.動態面板數據模型建立。
從上述理論分析可以看出老齡化對消費有一定的影響，文章借鑑陳衝（2013）[15]研究老齡化對消費效應的一般方法並結合理論分析得到的具體影響因素，建立相應的時間序列模型。式（6）中CR表示消費支出佔地區生產總值的比重，用ODR（老年撫養比）衡量老齡化指標，INC表示家庭的年收入水平。
2.數據選取。
消費比重的計算方法為城鄉居民年終消費佔地區生產總值的比率，該變量的數據來源於《中國統計年鑑》。老齡化的衡量指標老年撫養比，數據來源於《1990年以來中國常用人口數據集》。城鄉居民收入水平選用城鄉居民可支配收入，數據來源於《中國統計年鑑》。所有變量都是選用2005—2015年的年度數據。考慮到香港、澳門兩個特別行政區以及中國臺灣地區的數據不具有代表性，西藏地區數據不完整，因此選取我國30個省市區的面板數據分東、中、西①地區進行檢驗分析。
3.估計結果。
由於考慮到變量具有慣性，模型中加入了變量滯後項。因此，進行動態面板數據估計前必須考慮模型的內生性問題。為防止估計結果失效，文章採用系統廣義矩陣估計的方法（GMM）[17]。GMM法有效解決了其他方法限制條件的問題，同時消除了方程中存在異方差現象以及殘差相關的問題。模型的估計結果見表1，東、中、西部地區模型Hansen檢驗的結果顯示均大於0.1，工具變量有效，模型可以接受。Wald檢驗的結果表明三個模型的係數在99%置信水平下顯著，係數有效。
| 表1 東、中、西部地區動態面板模型估計結果
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| 東部地區 | 中部地區 | 西部地區 |
| lnCR(–1) | 0.241** （25.641） | 0.211* （34.157） | 0.184** （14.278） |
| lnODR | 0.394*** （5.147） | –0.312** （4.172） | –0.453*** （3.217） |
| lnINC | 0.327** （0.741） | 0.241*** （0.647） | 0.118*** |
| 常數a | –0.354* （0.124） | 0.089** （0.247） | 0.269** （0.364） |
| Wald檢驗 | 375.6*** | 405.2*** | 475.3*** |
| Hansen檢驗 | 0.45 | 0.78 | 0.56 |
| Obs | 55 | 40 | 55 |
| 註：括號內寫明的是F統計量，***，**，*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平顯著。 | |||
從東部地區的模型估計結果可以看出，消費的滯後一期對當期消費的影響係數為0.241，而且該係數在5%顯著性水平顯著，這表明滯後一期的消費對當期消費具有正向推動作用，每增加一個單位的滯後一期消費，當期消費就會增加0.241個單位，這也和消費具有慣性相符合，消費習慣屬於一種偏好性心理，往往會左右人們的消費行為。老齡化對消費的影響係數為0.394，屬於正向的促進作用，這點和理論分析的結果一致。東部地區的經濟發展一直處於全國前列，各方面的社會保障體系以及醫療衛生事業都得到了較好的發展，不再依靠傳統的「人口紅利」發展經濟，同時東部地區老年產業發展迅猛，三產服務行業水平較高，老年人的消費意願普遍較高，這也從一定程度上優化了產業結構。家庭收入水平對消費的影響係數在95%置信區間上顯著，係數為正且具有較高的可信度，人們對於改善生活質量的意願屬於非常本能的決策，家庭收入提高必然會拉動人們的消費欲望。
從中部地區的模型估計結果可以看出，消費的滯後一期對當期的影響係數為0.211，而且該係數在10%顯著性水平顯著，係數有效，符合消費具有慣性的現實。老齡化對消費的影響係數為負，這表明中部地區的老齡化抑制了消費的增長。中部地區的老年產業沒有形成規模效應，同時老齡化帶來的勞動力短缺、儲蓄下降以及資本流出問題又比較嚴重，社會保障與福利體系建設比較滯後，這樣一定程度上抑制了居民的消費水平。影響係數表明中部地區老齡化增加1個百分點，消費水平就會下降0.412個百分點。家庭收入對消費的影響係數為正，表明對消費有拉動作用。
從西部地區的模型估計結果可以看出，消費的滯後一期影響係數為正，老齡化的影響係數為負，家庭收入負影響係數為正，基本和中部地區情況類似。
從東、中、西部地區的估計結果可以看出，消費的偏好性對消費有很大的拉動作用，而且東部地區的消費慣性更為明顯。老齡化對消費的作用呈現東部推動，中、西部抑制的現象，這和東、中、西部的發展方式以及消費理念有關係，東部地區經濟發展較快，部分地區經濟水平已經接近中等發達國家，涉及老年旅遊、老年理財以及老年服務的產業發展迅猛，老齡化對經濟發展拉動作用明顯。東、中、西部的家庭收入對消費的影響均為正向促進作用，東部地區的促進作用最為明顯，西部地區的作用最小。
4.殘差平穩性檢驗。
「偽回歸」現象是定量分析中必須要考慮的問題，為確保模型估計結果真實有效，對系統廣義估計結果的殘差項進行平穩性檢驗。文章選用面板數據殘差檢驗的一般方法，Breitung與IPS檢驗法，檢驗結果見表2。Breitung檢驗結果顯示東、中、西部的模型面板數據殘差均在5%顯著性水平顯著，IPS檢驗結果顯示東、中、西部的模型面板數據殘差均通過了1%置信水平。兩種檢驗方法均接受殘差平穩，認為模型的估計結果有效。
| 表2 面板數據殘差檢驗結果
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| 東部地區 | 中部地區 | 西部地區 |
| Breitung檢驗 | –2.784** （0.041） | –2.437** （0.034） | –2.514** （0.017） |
| IPS檢驗 | –7.987*** （0.005） | –8.145*** （0.000） | –8.367*** （0.000） |
| 註：括號內寫明的是顯著性P值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平顯著。 | |||
（二）老齡化對勞動力城鄉結構變化的效應
1.面板數據聯立方程建立。
2.數據選取。
上述5個變量的數據均為2005—2015年的年度數據，數據均來源於《中國統計年鑑》。考慮到香港、澳門兩個特別行政區以及中國臺灣地區的數據不具有代表性，西藏地區數據不完整，因此選取30個省市區的面板數據分東、中、西地區進行檢驗分析。
3.估計結果。
聯立方程的估計方法包括單方程與系統估計兩者方法，本文基於系統估計法考慮到了擾動項的協方差問題，具有更高更好的估計效果，因此選用3SLS方法（三階段最小二乘法）。首先採用二階段最小二乘法（2SLS）對式（10）中的每個獨立方程進行估計分析，接著運用GMM法（廣義矩陣估計法）對整個系統方程進行估計分析。在進行估計分析前，需要考慮聯立方程的秩條件和階條件，從式（1）中可以看出，方程組的內生變量與預定變量一共為6個，勞動力城鄉結構與老齡化的方程中均有5個變量，且一共有2個方程，根據滿足階條件與秩條件的一般判定形式可知，聯立方程組剛好識別，可以進行估計分析。估計結果見表3，東、中、西部面板數據聯立方程組中各方程的擬合優度均接近或大於0.5，方程組的估計結果較為可信。
| 表3 東、中、西部地區面板聯立方程估計結果 | |||||||||||
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| 東部地區 | 中部地區 | 西部地區 | |||||||||
| 老齡化方程 | 勞動力方程 | 老齡化方程 | 勞動力方程 | 老齡化方程 | 勞動力方程 | ||||||
| 變量 | 係數 | 變量 | 係數 | 變量 | 係數 | 變量 | 係數 | 變量 | 係數 | 變量 | 係數 |
| lnUR | 0.147** （0.04） | lnODR | 0.014*** （0.03） | lnUR | 0.028*** （0.12） | lnODR | –0.331** （0.07） | lnUR | –0.087** （0.17） | lnODR | –0.154** （0.09） |
| lnINC | 0.197*** （0.01） | lnINC | 0.214** （0.02） | lnINC | 0.102*** （0.07） | lnINC | 0.231*** （0.03） | lnINC | 0.121** （0.04） | lnINC | 0.142*** （0.02） |
| lnCX | –0.114*** （0.06） | lnK | 0.218*** （0.11） | lnCX | –0.207* （0.07） | lnK | 0.327** （0.08） | lnCX | –0.108** （0.03） | lnK | 0.214*** （0.01） |
| R2 | 0.512 | R2 | 0.497 | R2 | 0.643 | R2 | 0.528 | R2 | 0.716 | R2 | 0.537 |
| 註：括號內寫明的是標準差，***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平顯著。 | |||||||||||
勞動力影響老齡化的面板方程估計結果表明東部地區和中部地區勞動力城鄉結構對人口老齡化的發展有微小的促進作用，影響係數分別為0.147和0.028，而西部地區表現為抑制作用，影響係數為–0.087，三個影響係數在置信區間均有效。勞動力城鄉結構變化過程最直接的表現就是城鎮化現象，城鎮化發展勢必會帶來更多的投資和就業，經濟發展帶動社會醫療衛生事業、福利項目以及服務體系的發展，人口平均壽命增加，老年人也越來越多。中、東部地區由於政策以及地理原因城鎮化發展較西部地區迅速，社會各方面保障體系較西部地區更完善。東、中、西部地區家庭收入對老齡化的影響均為正向的推動作用，東部地區的拉動作用最大，家庭收入的提高必然會改善生活質量，更好實現「老有所養」與「老有所依」。東、中、西部地區的儲蓄對老齡化均為阻礙作用且中部地區的作用最為明顯。
老齡化影響勞動力的面板方程估計結果表明東部地區老齡化推動了勞動力城鄉結構變化，中、西部地區老齡化阻礙了勞動力城鄉結構變化，老齡化對中部地區的作用效果最為明顯。東部地區已經逐步從勞動力與資源密集型產業轉型為資本與智力密集型產業，而且東部地區的薪酬、發展潛力以及社會保障優勢吸引越來越多的外來勞動力，緩解了當地用工短缺問題。同時，老年人口旅遊、保健以及服務需求的增加促進了東部地區老年產業的發展，更多的資本聚集到服務行業，這在一定程度上調整了東部地區的產業結構。因此，東部地區老齡化對勞動力城鎮結構的變化具有推動作用。中、西部地區勞動力外流現象較為普遍，隨著東部地區向中、西部地區勞工密集產業轉移，用工緊張現象越來越嚴重。同時，受限於這兩個地區基礎設施建設落後以及技術與資本轉移風險較大，老齡化已經成為這兩個地區經濟發展最大的障礙，同時這兩個地區城鎮化建設也相對比較落後。其中，中部地區的阻礙作用最大，主要源於中部地區的河南、江西、安徽均為勞務輸出大省，且該地區勞務成本逐年增加很大程度上影響了地區勞動力城鄉結構的變化。東、中、西部家庭收入和固定資產投資對勞動力城鄉結構的變化均為正向作用。
五、結論與建議
（一）結論
文章從供給和需求兩個角度分析老齡化對產業結構調整的效應。供給角度分東、中、西部研究老齡化對消費的效應，理論分析顯示老齡化對消費有拉動作用，實證研究結果表明老齡化對東部地區的消費有促進作用，中、西部地區有抑制作用。需求角度同樣分析東、中、西部老齡化對勞動力城鄉結構的效應，結果顯示老齡化對東部地區的勞動力城鄉結構變化有推動作用，對中、西部地區有阻礙作用。
從整體作用的程度分析，老齡化對中部地區的產業結構調整作用最為明顯，且作用是反向的。對東部地區產業結構調整的作用最小，但為正向拉動作用。同時，分析東、中、西部地區兩個效應的大小可以發現假設1錯誤而假設2和假設3正確，即東、西部地區老齡化對消費結構變化的效應大於對勞動力城鄉結構變化的效應，中部地區老齡化對勞動力城鄉結構變化的效應大於對消費結構變化的效應。
（二）建議
第一，從供給角度考慮，在特定的環境下老齡化對消費具有推動作用，從而帶動地區產業結構的調整，其中消費習慣、社會保障、政策制度都是影響因素。因此，政府部門應當在老年消費者權益保護、老年人口培訓再就業、老年人醫保與社保方面研究制定適合本地區的政策方針，鼓勵老年人消費，並引導他們理性投資，避免出現攀比性儲蓄行為。
第二，從需求的角度考慮，現階段老齡化對勞動力城鄉結構變化的阻礙作用較為明顯。政府應當在養老保險、戶籍制度，第三產業發展等方面制定行之有效的應對之策。積極引導勞動力由用工密集的第一產業和第二產業向第三產業轉移，同時要樹立淘汰落後產能的決心，發展以老年產業為代表的服務型產業，合理有效地引導技術與資本向第三產業集聚，並給以企業更多的優惠政策。
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作者簡介：
聶高輝，男，1962年生，江西新幹人，博士，現為江西財經大學信息管理學院教授、碩士生導師，研究方向為經濟計量分析。
蔡琪（通信作者），男，1993年生，江蘇無錫人，現為江西財經大學信息管理學院碩士研究生，研究方向為定量經濟分析。