人口年龄结构对进口贸易的影响研究

The Influence of Population Age Structure on Import Trade

摘要: 本文将进口商品视为中间品，利用我国2005~2017年31个省市的数据，分别对全国、分区域层次的样本数据，采用固定效应模型进行实证分析。全国样本实证结果显示，老年抚养比可显著增加进口，少儿抚养比则显著抑制进口。此外，对东、中、西三大区域的研究发现，各个区域的老少抚养比与进口贸易的关系与全国数据样本分析结果大致相同，但存在地区差异。具体来说，三大区域的老年抚养比对进口贸易都存在比较显著的正向影响，少儿抚养比对进口贸易都存在比较显著的负向影响，老少抚养比对进口贸易的影响从大到小排序为东部、中部、西部。此外，实际投资对进口贸易也存在负向影响，但该影响只在东部省市显著。

Abstract: This paper regards imported goods as intermediate goods, and uses the data of 31 provinces and cities in China from 2005 to 2017 to make an empirical analysis on the sample data of national and sub-regional levels by using the fixed effect model. The empirical results of national samples show that the dependency ratio for the elderly can significantly increase imports, while the dependency ratio for children can significantly inhibit imports. In addition, the study of east, middle and west regions shows that the relationship between dependency ratio and import trade in each region is roughly the same as that of national data sample analysis, but there are regional differences. Spe-cifically, the elderly dependency ratio has a significant positive impact on import trade in the three regions, while the children dependency ratio has a significant negative impact on import trade. The impact of the elderly dependency ratio on import trade from large to small is ranked as eastern, central and western. In addition, real investment also has a negative impact on import trade, but the impact is only significant in the eastern provinces. 

1. 引言

随着经济社会的快速发展，人民的生活水平不断提高，我国的人口结构也不断发生着变化。2000年，我国65岁及以上老年人口占总人口比例达到6.96%，60岁及以上老年人口占总人口比例达到10.03%，正式迈入老龄化社会。针对此，我国开始分步实施“放开二胎”，鼓励生育，2015年，我国0~14岁少儿人口数开始回升，2019年，少儿抚养比增加至23.75%。然而，将新生人口培养到劳动人口需要15年，我国老龄化程度还在不断加深，截至2019年年底，我国65岁以上人口增加至1.76亿，占比12.57%，老年抚养比增加至17.79% (见图1)，民政部预测，我国将于“十四五”期末跨入“中度老龄化社会”。

数据来源：国家统计局

Figure 1. Changes of China’s population age structure from 2000 to 2019

图1. 2000~2019年我国人口年龄结构变化

与此同时，我国持续实施积极的进口贸易政策，进口贸易蓬勃发展，2000~2019年，我国进口贸易总额从2250.94亿美元增加到20,768.9亿美元(见表1)，成为世界第二大进口国。而众所周知，一个人处于不同的年龄阶段，消费行为存在差异，进口需求也有所不同。那么，一国人口年龄结构会影响进口贸易吗？我国人口老龄化和少子化又会对进口贸易产生什么影响呢？基于此，本文使用我国2005~2017年省际面板数据，采用固定效应模型研究分析人口年龄结构对进口贸易的影响，并且考虑到我国人口年龄结构以及进口贸易都具有区域性的特征，进一步对东、中、西的分区域样本进行了实证分析，最后根据结论提出一点建议。

Table 1. Scale of China’s import trade from 2000 to 2019

表1. 2000~2019年我国进口贸易规模

数据来源：国家统计局。

2. 文献综述

人口年龄结构是国内外学者研究的一大热点，目前，对人口年龄结构的研究主要集中在三个方面。一是人口年龄结构对消费和储蓄的影响。对于少儿抚养比和老年抚养比对消费和储蓄的影响，学者们尚未达成共识。王金营，付秀彬(2006)在消费函数中引入人口年龄结构，构建了一个新的消费函数来研究人口年龄结构对消费的影响，研究结果显示人口老龄化消费水平和消费比率有显著负向影响 [1]。黄燕芬，张超和田盛丹(2019)则认为，少儿抚养比和老年抚养比都可以提高消费水平和改善消费结构 [2]。袁霓(2020)利用中国省级面板数据研究发现，少儿抚养比和老年抚养比正向促进城镇居民储蓄率，但对农村居民储蓄率有抑制作用 [3] 王树，吕昭河(2019)经过研究发现，少儿抚养比对我国居民储蓄具有负向影响，老年抚养比则为正向影响，并且收入的增加会加大二者的影响 [4]。

二是人口年龄结构对经常项目的影响，这是消费、储蓄和投资作用的拓展。一部分学者认为少儿抚养比的增加可以改善经常收支。刘慧(2019)从年龄结构、教育结构、婚姻结构三个方面来研究人口结构对经常项目收支的影响，研究结果表明少年抚养比、总抚养比和未婚人口比例会显著正向影响经常项目收支，而老年抚养比对经常项目收支有正向影响，但不显著 [5]。另一部分学者则持相反意见，认为劳动人口增加才能改善经常项目收支。谢建国，张炳南(2013)利用世代交叠戴蒙德模型研究发现，儿童抚养比和老年抚养比对一国经常项目有负向影响，而劳动年龄人口的增加则可以改善一国经常项目收支 [6]。在经常项目的基础上，一部分学者进一步对进口贸易进行了研究，他们发现人口老龄化会增加进口需求。崔凡，崔志云(2016)使用动态空间滞后模型对我国2005~2013年省级数据进行研究分析，发现人口老龄化会增加进口需求，并且在经济距离和地理距离的衡量下，相邻省份之间的实际进口都呈正相关关系 [7]。崔凌云(2016)利用我国30个省份的面板数据进行研究分析，发现人口老龄化对制造业的进口有显著促进作用，并且人口老龄化程度越深，制造业的进口增长越快 [8]。

经常项目是从贸易流量的角度说明人口年龄结构的影响，人口年龄结构同样会改变一国要素禀赋，从而影响出口结构，这是第三个研究方向。学者们认为人口老龄化会导致一国资本密集型产品出口增加。Yakita (2012)认为人口老龄化是人口预期寿命的延长，将其代入H-O模型，最后证明一个人口老龄化国家能否成为资本密集型商品出口国由雷布津斯基效应和消费储蓄效应共同决定 [9]。冯正强、刘婷(2019)使用三期迭代模型，研究发现老年抚养比正向促进资本密集型产品的出口，少儿抚养比则对资本密集型产品的出口有抑制作用 [10]。方慧、韩云双(2016)采用理论和实证分析相结合的方法，研究发现随着劳动人口的减少，资本密集型产品的出口比重在增加 [11]。

根据以上文献梳理，我们可以发现，国内外学者从消费、储蓄和经常项目等方向深入研究了人口年龄结构的影响，但直接研究人口年龄结构对进口贸易影响的文献很少，且相关研究不够深入，还需进一步分析。本文基于已有文献，采用我国31个省市作为观察样本，研究分析人口年龄结构对进口贸易的影响，并按东、中、西三大区域进行分类，进一步研究分析该影响的区域差异。

3. 我国人口年龄结构对进口贸易影响的理论分析

应该把进口商品作为消费品还是中间品来进行研究，学术界尚未达成共识。部分学者在研究时把进口商品作为消费品，他们以生命周期理论为理论基础，认为一个人的少儿期和老年期是处于负储蓄的阶段，在成年期其收入会大于消费，从而进行正储蓄，以此来平滑生命中各个时期的消费，最终达到整个生命周期的消费效用最大化。因此，一国老龄化人口和少儿人口增加都会促进消费，进而促进进口，即少儿抚养比和老年抚养比对进口有正向影响。但是，这种分析思路并未把国内商品对进口商品的替代作用考虑在内，忽视了在国内商品产量增加时，进口商品不增加也能满足该消费需求的可能性。鉴于此，本文参考李达和龚六堂(2014)的做法，把进口商品作为中间品来进行研究 [12]。

假设一国经济开放，经济是完全竞争的，中间品由中间商采用资本和劳动两种生产要素进行生产，并出售给零售商。零售商可以选择购买本国中间品H，或者购买外国中间品M，再将其加工生产成最终不可贸易的消费品给本国消费者。该国零售商的生产函数如下：

$Y={\left(\gamma H^{\frac{\mu -1}{\mu }}+\left(1-\gamma \right)M^{\frac{\mu -1}{\mu }}\right)}^{\frac{\mu }{\mu -1}}$ (3-1)

其中，H是本国生产的中间品，γ是其占的比重，M是进口中间品， $\mu \in \left(0,+\infty \right)$ ( $\mu \ne \text{1}$ )是本国中间品H和进口中间品M间的替代弹性。对于中间厂商i， $i\in \left(0,1\right)$ 来说，其生产函数为：

$h\left(i\right)={\left({\alpha }^{\frac{1}{\theta }}K{\left(i\right)}^{\frac{\theta -1}{\theta }}+{\left(1-\alpha \right)}^{\frac{1}{\theta }}{\left(AN\left(i\right)\right)}^{\frac{\theta -1}{\theta }}\right)}^{\frac{\theta }{\theta -1}}$ (3-2)

其中，K是资本，α是其所占份额，A是技术进步，N是劳动，AN是有效劳动，它将随着一国老龄化和少子化而减少， $\theta \in \left(0,+\infty \right)$ ( $\theta \ne \text{1}$ )是资本K和有效劳动AN之间的替代弹性。假定经济是完全竞争的，则资本K和有效劳动AN均获得了其边际产品：

$r=\frac{\partial h}{\partial K}={\left(\frac{h}{K}\right)}^{\frac{1}{\theta }}{\alpha }^{\frac{1}{\theta }}$ (3-3)

$\omega =\frac{\partial h}{\partial AN}={\left(\frac{h}{KAN}\right)}^{\frac{1}{\theta }}{\left(1-\alpha \right)}^{\frac{1}{\theta }}$ (3-4)

其中，r是资本K的租金收入，ω是有效劳动AN的工资收入。对于中间厂商i，其边际成本为：

$MC={\left(\alpha r^{1-\theta }+\left(1-\alpha \right){\omega }^{1-\theta }\right)}^{\frac{1}{1-\theta }}$ (3-5)

由(3-4)和(3-5)可知，当一国出现老龄化和少子化，劳动人口减少，AN将减少，w将增加，进而带动边际成本MC增加，即下式(3-6)是大于0的：

$\frac{\partial MC}{\partial w}={\left(\frac{MC}{w}\right)}^{\theta }\left(1-\alpha \right)$ (3-6)

由于本国中间品H在完全竞争市场被出售给零售商，则P_H = MC将增加，根据零售商的生产函数可知：

$\mu =\frac{\text{d}\left(\frac{M}{H}\right)/\left(\frac{M}{H}\right)}{\text{d}\left(\frac{P_H}{P_M}\right)/\left(\frac{P_H}{P_M}\right)}$ (3-7)

替代弹性μ大于0表明，当P_H增加时，零售商将加大进口中间品M，减少购买比如本国中间品H。根据此模型，在最终不可贸易的消费品Y不变时，随着一国老年人口的增加，一国的进口也将增加，即老年抚养比和进口正相关；随着出生人口的减少，一国的进口将增加，即少儿抚养比和进口负相关；外国中间品M进口的增加将导致对本国中间品H的投资减少，即投资和进口负相关。

4. 实证分析

4.1. 变量选取与模型设定

4.1.1. 被解释变量

本文被解释变量为实际进口，用Imp表示，以2005年为基期，各省名义进口值乘以当年汇率，再用地区生产总值指数进行平减。

4.1.2. 解释变量

本文解释变量为衡量人口年龄结构的指标，包括老年抚养比(65岁及以上人口占15~64岁劳动人口的比重)和少儿抚养比(15岁及以下人口占15~64岁劳动人口的比重)，分别用Odr和Cdr表示。

4.1.3. 控制变量

根据本文第三部分的理论分析，我们可知当零售商在购买中间品时，面临本国中间品H和外国中间品M两种选择，成本R ( $P_H\ast H+P_M\ast M=R$ )对该选择起决定性作用，则外国中间品M的需求为m (R, P_M, P_H)。以本国某一年的价格P_H为基准，则 $m=\left(R/P_H,P_M/P_H\right)$。从一国的角度进行分析时，R为本国总收入GDP，可将GDP分解为消费(C)，投资(I)，政府支出(G)和净出口(N)，则进口需求函数可以写为：

$m=M/p=M\left(C/P_H,I/P_H,G/P_H,X/P_H,P_H/P_M\right)$

假定上式为加总的函数形式，则 $m={\alpha }_0+{\alpha }_1\left(C/P_H\right)+{\alpha }_2\left(I/P_H\right)+{\alpha }_3\left(G/P_H\right)+{\alpha }_4\left(X/P_H\right)+{\alpha }_5\left(P_H/P_M\right)+\epsilon$。因此，本文的控制变量包括实际消费，以2005年为基期，用居民消费价格指数对各省最终消费名义值进行平减得到实际消费，记为Con；实际固定投资，以2005年为基期，用地区生产总值指数对各省固定投资名义值进行平减得到实际固定投资，记为Inv；实际政府支出，以2005年为基期，用地区生产总值指数对各省政府支出名义值进行平减得到实际政府支出，记为Gov；实际出口，以2005年为基期，用各省名义出口值乘以当年汇率，再用地区生产总值指数进行平减得到实际出口，记为Exp；两国相对价格P_M/P_H，由于在不考虑运费的情况下，各省进口外国进口中间品M的价格应该P_M是一样的，而各省商品价格P_H存在差异，所以用商品零售价格指数RPI涨幅来表示，记为Rpi。此外，根据已有研究，贸易开放度对进口有显著促进作用，因此本文也将其作为控制变量，用各省市进出口总额与GDP的之比来表示，记为Ope。

为消除异方差，本文在构建实证模型时，对实际进口，实际消费、实际固定投资、实际政府支出和实际出口作对数处理。最终模型如下所示：

$\begin{array}{c}LnIm{p}_{it}={\beta }_0+{\beta }_{1}Od{r}_{it}+{\beta }_{2}LnCo{n}_{it}+{\beta }_{3}LnIn{v}_{it}+{\beta }_{4}LnGo{v}_{it}\\ +{\beta }_{5}LnEx{p}_{it}+{\beta }_{6}Rp{i}_{it}+{\beta }_{7}Op{e}_{it}+u_t+{\upsilon }_i+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (4−1)

$\begin{array}{c}LnIm{p}_{it}={\phi }_0+{\phi }_{1}Cd{r}_{it}+{\phi }_{2}LnCo{n}_{it}+{\phi }_{3}LnIn{v}_{it}+{\phi }_{4}LnGo{v}_{it}\\ +{\phi }_{5}LnEx{p}_{it}+{\phi }_{6}Rp{i}_{it}+{\phi }_{7}Op{e}_{it}+u_t+{\upsilon }_i+{\epsilon }_{i,t}\end{array}$ (4−2)

其中，下标i代表省市，t代表时间，Imp代表实际进口，Odr代表老年抚养比，Cdr代表为少儿抚养比，Con代表实际消费，Inv代表实际固定资产投资，Gov代表实际政府支出，Exp代表实际出口，Rpi代表商品零售价格涨幅，Ope代表贸易开放度，u_t是时间固定效应变量，υ_i是个体固定效应变量，ε是随机扰动项。

本文选用2005年~2017年中国31个省市的相关数据进行实证分析，所用数据来源于中国统计年鉴和中国各省市统计年鉴。

4.2. 计量及回归结果分析

4.2.1. 面板数据平稳性检验

本文采用stata12.0进行实证检验。为检验数据的平稳性，本文对各个变量进行ADF和LLC检验，平稳性检验结果如表2所示。根据表2的结果，我们可以发现本文所选取的指标数据皆是平稳的。

Table 2. Variable stationarity test

表2. 变量平稳性检验

4.2.2. 人口年龄结构对进口贸易影响的全国样本实证分析

为对比混合效应、随机效应和固定效应模型，本文进行F检验和Hausmann检验，检验结果如表3所示，其中，人口年龄结构选择老年抚养比为模型(一)，人口年龄结构选择少儿抚养比为模型(二)。根据表3的结果，本文最终选择固定效应模型进行估计，估计结果如表4所示。

Table 3. F test and Hausmann test of the model

表3. 模型的F检验和Hausmann检验

根据表4中模型(一)和模型(二)的结果，我们可以发现，第一，在1%的显著性水平下，老年抚养比能显著促进实际进口，与前文分析结果一致。第二，在5%的显著性水平下，少儿抚养比对实际进口有显著负向影响，这与前文分析结果一致。第三，实际消费虽然对实际进口有正向影响，但影响不显著，这可能是因为国产商品与进口商品存在替代关系，在中国经济发展的越来越好的情况下，中国实际消费的增长更多来自国产商品。第四，实际投资对实际进口存在显著负向影响，这与前文分析也一致。第五，实际政府支出和零售价格涨幅对实际进口存在显著正向影响。第六，实际出口在10%的显著性水平下，对实际进口存在正向影响。这可能因为，中国进口的一大部分为原材料和中间品，这些原材料和中间品又有相当部分用于生产出口商品，因此实际出口对实际进口有正向促进作用。第七，一国贸易开放度对实际进口有显著正向促进作用，这与已有研究结果相一致。

Table 4. Estimation results of full sample fixed effect model

表4. 全样本固定效应模型估计结果

t statistics in parentheses; ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

4.2.3. 人口年龄结构对进口贸易影响的分样本实证分析

由于进口贸易与人口老龄化、少子化都明显存在地区差异，因此本文进一步按东、中、西三个区域对样本进行了估计，估计结果如表5所示。根据模型(三)、(五)、(七)的结果，我们可以发现，无论是在东部、中部还是西部，老年抚养比对实际进口都存在显著正向影响，但对中西部省市的影响要大于东部省市的影响。这可能是因为，东部省市经济较为发达，每年有大量劳动人口流入。根据模型(二)、(四)、(六)的结果，我们可以发现，少儿抚养比对东、中、西部省份的实际进口都存在显著负向影响，且对东部省份的影响相对较小，原因与老年抚养比一致。实际消费对实际进口有正向影响，实际投资对实际进口有负向影响，但实际消费的影响都不显著，实际投资仅在东部省市影响显著。在模型(三)、(四)、(五)、(七)中，实际政府支出都对实际进口存在显著正向影响。实际出口对实际进口存在正向促进作用，但只在模型(五)和(六)中显著。零售价格涨幅和贸易开放度都对实际进口存在正向影响，但对西部省份样本的影响并不显著。

Table 5. Estimation results of sub regional fixed effect model

表5. 分区域固定效应模型估计结果

t statistics in parentheses; ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

5. 结论与建议

本文选取了老年抚养比、少儿抚养比作为主要解释变量，分别从全样本和分样本两个层面，研究分析了人口年龄结构对进口贸易的影响。结果表明：1) 老年抚养比对实际进口存在显著正向促进影响，且对东部省份的影响要小于中西部省份的影响；2) 少儿抚养比对实际进口存在显著负向促进影响，且对东部省份的影响要小于中西部省份的影响；3) 一国实际投资显著负向抑制实际进口；4) 实际消费正向促进实际进口，但该影响极其有限；5) 实际政府投资、实际出口、零售价格涨幅和贸易开放度都对实际进口有显著正向促进作用。

目前，中国正处于经济发展的转型期，对内刺激消费，扩大内需，对外合理增加进口，减少顺差，更有利于中国经济持续平稳发展。因此，在制定对外贸易政策时，应认识到虽然中国的少儿抚养比近年来开始回升，但人口老龄化程度还在不断加深，必须把人口年龄结构对进口贸易的影响考虑在内，即人口老龄和少子化会显著正向影响进口贸易，避免贸易大起大落，影响中国经济良性发展。

基金项目

本文为2020年度宁波大学研究生科研创新项目立项课题。