人口老齡化對城鎮居民消費結構變化的影響研究

楊尚媛 章棋 （通訊作者） 石俊峰

1.南京信息工程大學商學院； 2.南京農業大學工學院； 3.云南省農業科學院質量標準與檢測技術研究所

一、引言

眾所周知，城鎮居民消費占國內消費的絕大部分，且這一群體更加偏好于享受型消費品[1]。隨著人口老齡化加劇，研究城鎮人口老齡化對新興消費增長與消費結構優化升級具有現實意義。

從2000年開始中國步入老齡化社會，65歲及以上老年人口比重達到7%。2001～2012年，我國城鎮人口老齡化呈現波動式增長趨勢，從7.9%增長至9.4%①。至2015年，我國60歲以上老年人口將達到2.16億，約占總人口的16.7%②。老齡化導致了一系列問題。從消費的角度來看，城鎮老年人對商品表現出不同于其他人群的特殊需求。消費理論表明主觀需求是影響個體消費的一個主要因素，而總消費可能與不同主觀需求下的人口構成密切相關，又消費結構是對總消費構成的一種衡量，因而人口老齡化可能與消費結構變動存在密切聯系。那么，城鎮人口老齡化將如何影響城鎮居民消費結構？這是政府選擇擴大內需、拉動消費增長政策時需要考慮的“實際問題”，也是本文將要回答的問題。

從現有的文獻來看，人口結構與居民消費的經驗研究大多關注總消費水平，且得出了迥異的結論[3-4]。然而，人口老齡化對消費結構影響的研究比較少見。王鈺娜和雷禹（2013）定性分析了人口老齡化對消費結構的影響[2]。上述分析方法得出的結果只能反映出人口老齡化與八大類消費需求的相關程度，既不能清晰地反映居民消費結構的變動程度，也不能量化人口老齡化對各類消費邊際支出份額作用的大小，且未將各類消費品的價格因素考慮在內。

為了解決上述問題，本文基于二次幾乎理想需求系統模型（Quadratic Almost Ideal Demand System，簡稱QUAIDS），采用2001～2012年中國省際混合截面數據，測算城鎮居民各類商品的支出彈性和邊際預算份額。在此基礎上，采用省際面板數據實證檢驗城鎮人口老齡化對各類新興消費和傳統消費邊際預算份額的影響。

二、分析框架與模型構建

（一）分析框架

根據凱恩斯的絕對收入消費理論，有效消費需求是指具有支付能力的消費需求，取決于收入水平和消費傾向兩個因素，而收入水平（引致消費）是首要決定因素。因此，我們可以對個體消費的經濟邏輯做出如下概述：首先，人們對每一種商品進行主觀評價，即表現出購買欲望或偏好；其次，存在一個價格機制決定每一種商品的最終分配；第三，個體受到收入的約束；最后，個體的消費行為是在一定的價格機制和自身的收入約束下，選擇一組效用最大化的商品。根據上述個體消費的微觀機制可以看出，決定個體消費行為的因素主要有三個：偏好、價格和收入。

1.自發消費：人口老齡化與消費結構。假設經濟中存在老年人群和其他人群兩種類型，每種類型分別包括N1和N2個個體。經濟中存在兩種商品x1和x2，且假定x1是傳統消費品，x2是新興消費品，兩種商品的價格分別為p1和p2。進一步假定i（i=1，2，3，4）類型的人具有相似的偏好ui（），且假設分別表示第i類個體對兩種商品的消費量。我們假設個體的偏好滿足對數可加性，即，由于形式相同，實質上是兩種商品獨立偏好的加權，故而可對系數進行標準化處理，即令，因此個體消費選擇問題可以用如下最優化問題表述：

構建拉格朗日方程：

最優化求解：

最優解為：

因此，用于商品1和商品2的消費支出可以表示為：

令S1和S2分別表示兩種商品的消費支出結構，則：

從上式不難發現，居民消費結構與人口老齡化存在直接的關系，為了定量分析人口老齡化對消費結構的影響，我們對上式求θ的導數：

從上式可以看出，人口老齡化對傳統消費和新興消費的影響取決于和取值，且在符號上與一致，與一致。

通過上述理論推導，我們可以得出如下命題：

命題1：居民消費結構與人口老齡化相關。人口老齡化對消費結構的影響取決于不同類型居民對各類商品偏好的差異。如果老年人對某類商品的偏好強于其他居民，那么人口老齡化對這類商品的消費支出比例產生正向影響，反之產生負向影響。

生命周期理論和恒久收入假說是研究人口年齡結構與居民消費行為的基本模型。根據費里德曼提出的恒久收入的消費函數理論，理性的消費者為了實現效應最大化，在生命周期中每一階段做出的消費決策是由恒久收入決定的。通常而言，老年人獲得的財富積累要明顯高于其他居民。根據我國現實情況，相比老年人，絕大多數中青年居民面臨著沉重的房貸和養家的壓力，因此青年人比老年人更加偏好食品、衣著、居住、家庭設備及服務、其他商品及服務、交通通訊等六類傳統消費，而老年人更加偏好文化娛樂用品及服務、醫療保健等新興消費，即。因此，＞0，而

通過上述理論分析，我們可以得出如下假說：

假說1：人口老齡化與新興消費呈正向關系，與傳統消費呈負向關系，且人口老齡化將優化居民消費結構。

2.引致消費：收入與各類商品的邊際預算份額。根據絕對收入和恒久收入的消費理論，收入是影響消費的重要因素。盡管個人在短期內表現出平滑消費的動機，但在長期中，收入和消費增速卻高度相關，這就說明消費在很大程度上仍受即期收入的影響，而流動性約束和緩沖儲存是導致消費與即期收入相關的原因。由于消費具有自身屬性，即正常商品隨著收入的增加而增加。

3.其它因素。人們通過主觀的意識對某種商品表現出的消費傾向（偏好）具有明顯的群體特征，如地域差異性。

（二）靜態面板數據模型構建

為了檢驗自發消費（人口老齡化）、引致消費（收入）和地區變量對城鎮居民傳統消費和新興消費的影響，我們建立了靜態面板結構模型：

被解釋變量mpshareit表示城鎮居民家庭人均各類商品的邊際預算份額，利用拓展QUAIDS模型（在初始QUAIDS模型中加入各地區人均可支配收入和地區變量）計算出的支出彈性乘以各類商品的預算份額（Wi）加以衡量。解釋變量lnXit、aopit、ddi和dxi分別表示人均實際可支配收入、人口老齡化（65歲及以上人口所占比例）、東部和西部地區。在地區虛擬變量的設定中，將中部地區作為比較項，東部地區虛擬變量（dd：1=東部地區，0為其它），西部地區虛擬變量（dx：1=西部地區，0為其它）。

本文選取2001～2012年③中國31個省級混合截面數據和面板數據，所有數據來自《中國統計年鑒》和《中國人口年鑒》。在計算前以2001年為定基，將統計數據的環比價格指數調整為定基價格指數，并且以2001年為定基利用定基價格指數對各類商品的人均支出進行調整，以消除物價水平變動的影響。

三、實證分析

本節利用計量軟件Stata12.1軟件，采用迭代似不相關回歸(SUR)方法估計拓展QUAIDS模型，以測算因變量。進一步，靜態面板模型假定同一個體在不同時期的擾動項存在自相關，不同個體間的擾動項相互獨立，而利用聚類穩健標準差能夠很好地滿足這一假定。本文中的LSDV固定效應模型估計和隨機效應拉格朗日乘數檢驗表明，11類商品的個體效應模型均優于混合效應模型。接下來，我們利用豪斯曼檢驗優選固定效應模型和隨機效應模型。由于11個方程中各變量的聚類穩健標準差約是普通標準差的1.5～2倍，因此需要借助輔助回歸，利用聚類穩健標準差進行豪斯曼檢驗。結果表明，除食品、衣著、其他商品及服務、教育、醫療保健等5類商品的靜態面板應該采用隨機效應模型外，其余6類商品均應采用固定效應模型。基于豪斯曼檢驗結果，11類商品的靜態面板估計結果如表1和表2所示。

首先，城鎮居民人均可支配收入（lnXit）對絕大多數商品的邊際預算份額表現出正向影響。這一結果與理論預期相符。

第二，人口老齡化對傳統消費中的家庭設備及服務、其他商品及服務產生顯著的負向影響。老年人一般更注重實用和節約。因而他們對家庭設備及其他商品的消費需求、檔次標準和消費數量都會明顯低于中青年人。因此，人口老齡化會顯著降低城鎮居民家庭人均消費支出中家庭設備及服務、其他商品及服務等消費支出。

第三，人口老齡化對新興消費中的文化娛樂服務和醫療保健等產生顯著的正向影響。這里可以解釋為：①人們在滿足了物質生活的基礎上，會不斷追求精神生活，而老年人通常擁有較多的閑暇時間、金錢和精力；②在人的生命周期中，老年人的健康狀況和生活自理能力不斷下降，進而引發更多的醫療服務和護理服務需求。

此外，估計結果還表明人口老齡化對家庭人均食品、衣著、居住、交通、通訊、文化娛樂用品和教育等方面支出的影響未通過顯著性檢驗。

表1 傳統消費的靜態面板估計

表2 新興消費的靜態面板估計

四、結論與討論

本文通過建立拓展QUAIDS模型，測算出城鎮居民11類商品的邊際預算份額，在此基礎上，采用中國省際面板數據實證檢驗人口老齡化對城鎮居民傳統消費與新興消費的影響。結果表明，人口老齡化在抑制家庭設備及服務等傳統消費的同時，明顯促進了文化娛樂服務和醫療保健等新興消費，進而促使傳統消費向新興消費轉變。因此，提高老年人口的消費系數將是最終促進居民總消費增長最直接和見效最快的政策。據此提出以下建議：

第一，提升老年人消費水平，通過刺激其消費需求來推動總需求增長。當前老年產業發展緩慢，適合老年人文教娛樂的產品相對較少，這就導致我國無法依消費動文化娛樂及服務消費類的產品推動總消費的增長。對此，當前亟需增加老年人新興消費品（交通、文化娛樂服務、醫療保健）的種類和數量，提升產品的質量和服務，進而促進老年產業的快速發展。

第二，提升老年人消費能力，通過保障其收入來拉動總需求增長。絕大多數老年人沒有教育、住房等剛性消費支出的負擔，遠期消費不會擠占即期消費。因此，提高老年人收入對老年人消費系數增長具有重要的作用，而如何增加社會養老金支出將會成為我國社會養老保障制度建設的重要內容。

注釋：

①數據來源：筆者根據《中國人口年鑒》（2002-2012）和《中國統計年鑒》（2013）整理獲得。

②數據來源：筆者根據《中國人口年鑒》（2012）整理獲得。

③由于2000年部分數據只有一個綜合指數，故為了保證數據的完整性，起初年份選為2001年。而2013年數據只列出八大類產品的數據，沒有子類相關數據，如交通通訊未詳細列出交通、通訊數據，故截止時間為2012年。