期刊信息
主办:湘潭大学;湖南工商大学;湖南师范大学
主管:湖南省教育厅
ISSN:1007-5682
CN:43-1022/F
语言:中文
周期:双月
影响因子:0.955307
数据库收录:
北大核心期刊(1992版);北大核心期刊(1996版);北大核心期刊(2004版);北大核心期刊(2008版);北大核心期刊(2011版);北大核心期刊(2014版);北大核心期刊(2017版);中文社会科学引文索引-扩展(2010-2011);中文社会科学引文索引-扩展(2012-2013);中文社会科学引文索引-扩展(2014-2016);中文社会科学引文索引-扩展(2019-2020);中文社会科学引文索引-来源(1998);中文社会科学引文索引-来源(1999);中文社会科学引文索引-来源(2000-2002);中文社会科学引文索引-来源(2003);中文社会科学引文索引-来源(2004-2005);中文社会科学引文索引-来源(2006-2007);中文社会科学引文索引-来源(2008-2009);国家哲学社会科学学术期刊数据库;中国人文社科核心期刊;中国科技核心期刊;期刊分类:经济理论及经济思想史
人口老龄化与银发经济互斥之谜基于异质性消费(2)
【作者】网站采编
【关键词】
【摘要】lnCPIit=α0+α1lnOldit+α2lnIit+α3lnGit+α4lnOpenit+εit 模型(15)和(16)中,除解释变量lnOldit外,本文还控制了如下变量:lnIit代表区域固定社会投资额,该变量是区域投
模型(15)和(16)中,除解释变量lnOldit外,本文还控制了如下变量:lnIit代表区域固定社会投资额,该变量是区域投资水平的代理变量。lnGit代表地方财政支出,该变量是政府抚养水平的代理变量。lnOpenit代表区域开放水平,数据来源于北京师范大学区域经济发展课题组所公布的《中国市场化报告》,该变量是区域市场化水平的代理变量。上述控制变量均从不同角度影响了区域内部产出,可能对解释变量的解释力产生影响,因此需要加以控制。本文研究时期为2008至2018年,根据中国31个省份的面板数据构建了东部、中部、西部的区域异质性面板。数据变量来源如无特别说明均来自《中国统计年鉴》、《中国60年统计汇编》、《中国人口和就业统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国市场化报告》及各省统计年鉴。
三、实证结果分析
(一)区域异质性老龄化系数
本文首先计算了区域异质性老龄化系数,根据相关统计资料中的原始数据,代入上文构建的扩展索洛模型进行计算,可以得到如表1所示的对比数据。
表1区域老龄化系数的对比全国东部中部西部............................................2884
根据表1所示的数据可见,全国、东部、中部及西部在观测期2008-2018年期间老龄化系数呈现出较大的差别。从全国的角度来看,在2008-2011年老龄化系数处于增长态势,说明在这一段时间内,随着我国老龄化水平的提升,对老龄化人口的抚养水平同步得到了提升;2011-2014老龄化系数出现了小幅下降,代表了老龄化人口抚养水平的退步;2014-2018年期间,老龄化系数持续增长,说明我国的老龄化抚养能力又开始回升。从实际经济角度来看全国层面的变动,由于2011-2014年这一阶段我国养老金出现了较大的空账,老龄化人口对养老预期产生波动,对经济社会的发展造成了不利影响,进而削减了社会养老水平,导致我国养老水平出现下降,在我国快步步入老龄化的现实情况下,养老水平的下降现象被进一步放大,形成了老龄化系数的下降。
(二)协整检验与Hausman检验
在进行回归分析前,首先通过单位根检验得到回归方程中各个变量均为一阶平稳变量,故需要进行协整检验判定变量间是否存在长期均衡关联。在Eviews 8.0软件环境下采用Pedroni统计量和Kao统计量进行协整判定,除中部有一个统计量服从原假设外,其余地区均有5个统计量拒绝原假设,说明各变量间存在长期的协整关系。采用Hausman检验判定面板类型,检验结果显示,全国、东部、中部和西部的面板均在1%的显著性水平下拒绝随机效应模型的原假设,因此可以直接采用固定效应模型对模型(15)、(16)进行检验。
(三)回归结果及分析
同样在Eviews 8.0的软件环境下进行固定效应回归,首先分析老龄化系数对消费规模(PPI)的影响结果,如表2所示。其次分析老龄化系数对消费规模(PPI)的影响结果,如表3所示。
根据表2和表3的回归结果。从全国角度来看,人口老龄化系数的增加会显著降低消费规模,系数为-0.1923;同时也会显著提升消费水平,系数为0.0429。从系数对比来看,消费规模的降低显著强于消费水平的提升,人口老龄化系数对消费经济整体产生了负影响效应。从控制变量来看,人口老龄化会导致社会固定投资的显著下降,同时会引起区域政府支出的显著上升,这也与前文的分析一致。
表2人口老龄化对消费规模的影响PPI全国东部中部西部C-7.0431***-6.8492***-5.7814***-7.3204***(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)***-0.3146***-0.2114***-0.2046***(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)***-0.3130***-0.2825***-0.2779***(0.0011)(0.0000)(0.0001)(0.0007)*0.3654**0.3597*0.3513*(0.0981)(0.0421)(0.0372)(0.0728)(1.2103)(2.3209)(1.4872)(1.9328)R20....9778Adj-R20....9724Obs1注:括号内代表系数对应p值,*、**、***分别代表在10%、5%和1%的水平下显著。
表3人口老龄化对消费水平的影响CPI全国东部中部西部C-7.1292***-7.0394***-6.2304***-7.1329***(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)*****0.0393***(0.0001)(0.3122)(0.0211)(0.0009)***-0.2832***-0.2743***-0.2539***(0.0000)(0.0000)(0.0001)(0.0000)**0.2109**0.2498**0.3827**(0.0362)(0.0287)(0.0263)(0.0253)(2.3201)(1.3092)(1.4587)(1.4672)R20....9497Adj-R20....9477Obs1注:括号内代表系数对应p值,*、**、***分别代表在10%、5%和1%的水平下显著。
四、结束语
综上所述,人口老龄化与银发经济的互斥性确实存在,该互斥性主要来源于人口老龄化对消费规模和消费水平的逆向影响效应,但整体上人口老龄化对消费经济的影响仍是弊大于利,分区域检验结果中,东部、中部及西部在消费规模的影响上与全国一致,老龄化系数显著降低了各个区域的消费规模,对消费经济产生了负面影响。在消费水平的影响上出现了一定差异,东部地区的老龄化并未显著提升消费水平(p>0.10),“银发经济”现象并未发生在东部,而中西部地区则与全国一致,出现了较为显著的“银发经济”现象。出现该情况是由于东部本身具备较强的服务业基础,人口老龄化并不能带动东部服务业整体的再增长,总的来看,人口老龄化使得我国不同区域的消费经济均出现了一定下滑,从未来10-15年的趋势来看,人口老龄化水平将进一步增加,由此可见,对于我国消费的恶性影响将持续上升。对此,可以从三个方面对此进行解释。
文章来源:《消费经济》 网址: http://www.xfjjzz.cn/qikandaodu/2021/0304/735.html