201405 - page 117
北京工商大学学报
(
社会科学版
)摇 摇 摇 摇 2014
年
摇
第
5
期
年龄段的人群
;
中年人的住房开支和固定资产购
买支出要比年轻人和老年人大
。
另外
,
男性和女
性的购买需求也存在显著的特征
。
在服务消费领
域中
,
排除异质性差异的存在后
,
女性更倾向于购
买能提高个体
“
美
冶
的服务类产品
,
如美容类服
务
,
而男性则更倾向于购买提高个人舒适度和满
足感的服务类产品
。
因此
,
人口结构的这一显著
特征势必也会通过其潜在的传导机制作用于居民
服务消费
。
此外
,
在我国的传统文化中
,
老年人普
遍倾向于遗留一定的资产给后代
,
这势必会影响
到老年人口的服务消费开支
。
实际上
,
从服务消费的构成范围来看
,
无论是
家庭服务
、
交通通信
、
文教娱乐
、
医疗保健
,
还是其
他服务支出
,
都存在一个显著的特征
,
即其不同于
维持基本生存需要的支出
。
在我国人民收入水平
不断提高
,
生活条件日益改善的大背景下
,
很容易
产生一个经济直觉
,
即随着人们收入水平的提高
和生活水平的改善
,
居民服务消费
“
井喷
冶
的客观
条件已经基本具备
,
我国消费市场势必会迎来一
个服务消费品全面来临的时代
。
综上所述
,
在此背景下
,
我们认为将居民的习
惯性偏好和人口结构两个变量纳入服务消费决定
因素分析函数将具有较强的理论和实践意义
。
(
二
)
理论假说
在其他条件不变的情况下
,
针对上文对习惯
性偏好与人口结构对服务消费作用机理的分析
,
提出如下理论假说
。
理论假说一
:
服务消费具有显著的习惯性偏
好特征
。
即无论是城镇样本还是农村样本
,
习惯
性偏好在消费者服务消费函数中都具有重要的决
定性作用
。
受其影响
,
上期的服务消费状态与本
期的服务消费水平之间存在显著的线性关系
,
在
收入水平既定的前提下
,
通过收入储蓄效应和居
民消费心理的作用
,
前期的服务消费习惯将与本
期的消费水平呈显著正相关关系
。
理论假说二
:
从不同年龄段的消费品需求特
征来看
,
受计划生育政策和居民抚养理念变化的
影响
,
在少年儿童抚养比下降的大趋势下
,
家庭和
社会对少年儿童的培育方式正经历一场从
“
量
冶
向
“
质
冶
的改变
。
鉴于服务消费的特质性因素
,
少
年儿童抚养比和服务性消费支出之间将呈显著的
正相关关系
。
理论假说三
:
从总人口的年龄分布区间来看
,
受我国传统文化的影响
,
老年人的储蓄意愿和将
财产转移给下一代的心理倾向较高
,
从而抑制了
老年人自身对服务消费的需求
。
因此
,
老年人口
抚养比与服务消费之间呈显著的负相关关系
。
理论假说四
:
从人口结构指标中男女性别比
的差异来看
,
由于男女消费习惯
、
消费心理和消费
需求的区别
,
鉴于服务消费的内涵特征
,
女性对服
务消费的需求要显著大于男性
。
因此
,
以女性为
基数的男女性别比指标与服务消费支出将呈显著
的负相关关系
。
换言之
,
即女性对服务消费的购
买支出要显著大于男性
。
四
、
实证检验
(
一
)
计量模型的选择
在参 考
Mankiw
等
( 1992 )
[36]
、
李 文 星 等
(2008)
[4]
模型的基础之上
,
在考虑了各变量之间
的逻辑关系和数据的可得性之后
,
将计量模型设
定如下
:
ln
SAPC
i
,
t
= 鄣
i
,
o
+ 鄣
i
,1
ln
SAPC
i
,
t
- 1
+ 鄣
i
,2
ln
Age
i
,
t
+
鄣
i
,3
ln
Income
i
,
t
+ 鄣
i
,4
Ratio
i
,
t
+ 鄣
i
,5
ln
Fiscal
i
,
t
+
鄣
i
,6
ln
City / Country
i
,
t
+
滋
i
+
着
i
,
t
(1)
式
(1)
中
,
下标
i
代表不同的省
,
t
代表不同的
年份
;
SAPC
i
,
t
为各省人均服务消费值占人均收入
的比例
;
SAPC
i
,
t
- 1
为滞后一期的服务消费数据
,
用
来衡量习惯性偏好
;
Age
i
,
t
为不同省份不同年龄段
的人群比例数据
,
作为衡量人口结构的重要变量
,
在其具体的处理过程中
,
由少年儿童抚养比
、
老人
抚养比和男女性在人口中的相对比三个值来代
替
;
Income
i
,
t
为衡量居民收入的变量
,
用各省居民
的人均收入增长率来代替
;
Ratio
i
,
t
为实际利率变
量
;
Fiscal
i
,
t
为各省财政深度指标
,
即财政收入占
GDP
的比例
;
City / Country
i
,
t
为衡量城乡差别的变
量
,
为城镇居民和乡村居民人均收入的比例
;
滋
i
为不可观测的省际特征
,
着
i
,
t
为随机误差项
,
其二
者共同表征模型的误差项
。
另外
,
为了消除可能
存在的内生性
,
本文数据除了实际利率之外
,
皆做
了对数处理
。
在纳入所有变量后
,
模型
(1)
实际扩展为
:
ln
SAPC
i
,
t
= 鄣
i
,
o
+ 鄣
i
,1
ln
SAPC
i
,
t
- 1
+ 鄣
i
,2
ln
YD
i
,
t
+
鄣
i
,3
ln
OD
i
,
t
+ 鄣
i
,4
ln
SE
i
,
t
+ 鄣
i
,5
ln
Income
i
,
t
+
鄣
i
,6
Ratio
i
,
t
+ 鄣
i
,7
ln
Fiscal
i
,
t
+ 鄣
i
,8
ln
City / Country
i
,
t
+
滋
i
+
着
i
,
t
(2)
·211·
1...,107,108,109,110,111,112,113,114,115,116
118,119,120,121,122,123,124,125,126,127,...132