中國人口老齡化對城鎮居民消費影響的實證研究

[摘 要] 本文基于《中國統計年鑒》2004～2018年的數據，結合已有文獻，對我國人口老齡化對城鎮居民人均消費影響進行實證研究。文中使用基準回歸與穩健性檢驗來確認數據穩健性，使用異質性檢驗和結構性檢驗來確定對消費研究的具體影響。得出以下結論：（1）老齡化對于消費具有抑制作用，與平均消費負相關。 （2）東、中、西部老齡化程度越高，越抑制消費，西部最為顯著并且系數最大，受教育程度僅在西部顯著且為負。（3）食物消費與服裝支出產生普遍抑制作用;對于住房產生普遍促進作用;家庭支出、出行、文娛雖然受教育與交通工具的促進，但總趨勢仍然受抑制;醫療支出雖在各影響因素上受抑制，但總體仍然被促進。并針對以上結論提出建議。

[摘 要] 人口老齡化，居民消費，基準回歸，穩健性檢驗

1 導論

1.1 研究背景及意義

人口老齡化作為一個具有全球性以及不可逆性的現象趨勢，如今已成為我國的一種常態以及現代化的特征之一。《中國經濟時報》于2014年刊登了名為《我國人口老齡化現狀及成因》的文章，文章顯示我國老年人口規模呈現出了總量不斷擴張、增量逐步提速的趨勢，在不斷發展過程中，人口撫養負擔已經在逐步加強。

中共中央國務院在《關于加強老齡工作的決定》（中發〔2000〕13 號）中指出：“老齡問題涉及政治、經濟、文化和社會生活等諸多領域，是關系國計民生和國家長治久安的一個重大社會問題。”早在2010年我國就成為了僅次于美國的“全球第二大經濟體”，可支配收入提升與居民財富累積隨之而來，消費成了支撐經濟的一大支柱，但人口老齡化帶來了低消費率。是以，積極深入研究，未雨綢繆，因勢利導，成為必然，研究老齡化對城鎮居民消費的影響具有意義。

與此同時，我國迎來了雙循環新發展格局，即以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，而國內大循環包括消費、制造、科技三大重點領域。由于我國外貿依存度逐年降低，投資導向型內循環逐步走向沒落，且受技術結構掣肘，使得我國生產結構仍處于國際中下游，因此根據我國發展階段、環境、條件變化，進行了這場系統性深層次的變革。

拉動國內消費是滿足國民生活追求的落腳點，是增進人民福祉的主動選擇。在國內大循環的調整下，東、中、西部地區發展不平衡的局面出現新轉機，中西部迎來新的發展機遇。

1.2 研究思路

首先，明確核心解釋變量、被解釋變量和控制變量，使用stata16.0將其進行基準回歸，來研究被解釋變量與其他變量之間的聯系。其次，通過穩健性測試檢驗結果的有效性。然后，分東、中、西三個地區進行異質性檢驗，對比分析三個地區間差異。再次，進行結構性檢驗，研究具體消費因素所受影響。最后，得出結論，給予建議。

2 文獻綜述

2.1 人口老齡化

2.1.1 人口老齡化定義

經濟水平增長帶來人民生活水平的提高，醫療水平的提升，使得生育率和死亡率迅速下降，這是的一部分地區進入老齡化社會。老齡化判定標準在國際上有兩種受廣泛認可，即：由1982年維也納老齡問題世界大會確定，當一個國家或地區60以上老年人口占人口總數的10%;或1956年聯合國《人口老齡化及其社會經濟后果》確定的劃分標準，65歲以上老年人口占人口總數的7%時，此國家或地區即處于老齡化社會。

2.1.2 我國老齡化特點及影響

鄭偉[1]等的研究顯示，我國人口老齡化有六大特征，分別是：第一，在仍屬于中低等收入國家時，就進入了老齡化;第二，中國老齡化速度快，與速度最快的日本相當;第三，鄉村老齡化程度超過城鎮;第四，各地區老齡化程度差距明顯;第五，女性老齡化程度與老齡化速度均高于男性;第六，人口老齡化與家庭小型化密不可分。

曾任我國老齡科學研究中心主任的洪國棟早在1997年，就分析了我國人口老齡化將帶來的五大問題：一，被撫養人數增加，勞動年齡人口負擔加重;二，勞動力老化并勞動力資源不足，對生產率產生不利影響;三，退休費、醫療福利等社會贍養費用增加，社會負擔加重;四，經濟結構與產業結構需要調整，適應消費群體的老齡化;五，家庭小型化，家庭養老功能被削減。

以上問題，尤其消費問題，如今已完全顯露，切實影響每一戶家庭，從而影響整個中國。相較于老年群體本身，更多產生于人口年齡結構的改變與經濟結構間產生的矛盾，因而需要治理模式和公共政策做出調整來適應與改善情況。

2.2 消費

2.2.1 消費理論

（1）絕對收入假說

凱恩斯（1936）認為家庭消費支出取決于可支配收入的絕對水平，并隨實際可支配收入水平的提高而上升。絕對收入假說將消費支出同現在的收入和過去的收入水平聯系起來，包括：實際消費與實際收入之間存在穩定關系，邊際消費傾向遞減且小于平均消費傾向，收入是影響儲蓄的主要因素。

（2）相對收入假說

杜森貝利在1949年提出，強調個人消費支出和周圍人消費支出的關系，消費者受自身消費習慣及周圍消費水準的影響不定期決定消費，當期消費是相對決定的。消費隨收入增加而增加，但不易隨收入減少而減少，短期消費不同于長期消費。

（3）生命周期假說

F.Modigliani.R.Brumberg[2]認為消費不取決于現期絕對收入水平，而取決于人一生所得到的收入。生命周期假說說明了長期消費函數具有穩定性以及短期消費波動的原因。

Modigliani[3]認為在人口構成沒有重大轉變之前，邊際消費傾向長期來看趨于平衡，消費支出、可支配收入與實際國民生產總值間的關系穩定，但是一旦人口結構變動將影響邊際消費傾向。

（4）持久收入假說

持久收入指消費者可預計的持續的常規收入。費里德曼用人們長期收入解釋現期消費支出的主要變量，認為消費支出是由其持久性決定的，儲蓄率與未來收入的不確定性密不可分，與現階段收入水平的高低和收入分配的平等與否無關。

2.2.2 老齡化對消費的影響

生命周期假說的微觀基礎是消費者最大化其終身效用，楊陽、劉玉貴[4]的研究表明，從生命周期理論來看，隨人口老齡化加深，居民傾向于將更多的收入用于儲蓄，對于金融資產以及消費的配置量就會減少，特別是減少對高風險金融資產的投資。

但是，有文獻研究生命周期理論，表明中國居民消費行為并不完全符合理論。郝云飛[5]通過宏觀分析與微觀考察，發現受到財富代際轉移和遺贈動機的影響，老年人口的消費行為呈現出與生命周期理論不相吻合的局面。

王霞[6]則在放松的生命周期假說的宏觀消費函數模型假定的基礎上，構建了中國居民消費函數模型，對分區域的少兒撫養比和老年撫養比與與居民消費率之間的關系進行分析，得出結論：少兒撫養比每下降1%，居民消費率下降約0.26%，老年撫養比每上升1%，居民消費率下降約0.21%，少兒撫養比的下降和老年撫養比的上升是導致中國居民消費率下降的重要因素，揭示中國經濟發展過程中長期伴隨的高儲蓄、高增長現象。

高儲蓄、高增長局面下是居民消費不足的困境，這其中也包含著老年群體嚴重消費不足的現象。于濤[7]的研究表明，由于受到生理、心理因素的制約與影響，并且中國老年消費市場尚處于發育階段，中國老年人消費能力通常要低于成年人。但老齡化的發展必然使老年人口規模迅速膨脹，那么老年消費需求的潛力也將不斷擴大。

鄧婷鶴[8]圍繞食物消費開展研究，否定了老齡化程度加深，食物消費總量會減少的普遍認知。總體消費是各類消費"此消彼長"加總的結果，結合我國老齡化過程的特點，發現老齡化對食物消費的影響在不同年齡、地區、城鄉和性別個體中存在差異。這也說明了老齡化對我國居民消費的影響受地域以及性別等因素限制。

2.3 文獻綜述

通過已有文獻可以了解到，我國消費情況受老齡化影響極大，產業結構以及經濟結構未能及時優化適應消費群體的老年化，導致了消費率的下降。

生命周期理論在應用到我國的老齡化研究時，不可避免地出現了一部分與理論不符的結論，這是我國人口基數大、幅員廣闊導致的。各省市發展差異帶來了情況的復雜性，消費狀況受地域等因素的制約不可忽視。

所以本文研究人口老齡化對消費的影響，將從多角度入手，將中國劃分為三個地區比較研究，得出結論。從多個影響因素展開研究，分析不同條件下的消費情況。

3 實證研究設計

3.1 數據選擇

國家統計局統計整理了城鎮居民家庭平均每人全年現金消費支出和老年撫養比的數據，主要收錄于《中國統計年鑒》的人口篇和人民生活篇。有關于文中所需要的人均綠地面積、人均擁有公共交通量、產業結構比重、受教育程度的數據主要來自《中國統計年鑒》中的城市概況篇、國民經濟核算篇與教育和科技篇。本文收集整理了該年鑒中分地區數據，最終選擇了北京市、天津市、河北省、山西省、內蒙古自治區、遼寧省、吉林省、黑龍江省、上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、廣東省、廣西壯族自治區、海南省、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區31省2004～2018年15年的數據進行分析與研究。

3.2 定義變量

3.2.1 被解釋變量

平均消費傾向APC是任意收入水平上，消費在收入中的比率，從長期看，消費傾向比較穩定。

本文中所選用的被解釋變量為消費C，即平均消費傾向APC，用城鎮居民人均消費Y和人均收入INC的比率來進行測度，構造如下被解釋變量模型：

其中i表示省份，t表示為年份，表示某地區的平均消費傾向，用人均消費與人均收入的比值表示;表示人均消費;表示人均收入。C比重越高，說明該地區個人平均消費傾向越高，越愿意消費。

3.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為老年撫養比OLD來衡量老齡化的程度。老年撫養比指人口中非勞動年齡人口數中老年部分對勞動年齡人口數之比，用公式可表示為：

3.2.3 控制變量

根據已有文獻和人的研究，本文選取的控制變量如下：（1）人均公共交通（BUS），即每萬人擁有公共交通車輛;（2）人均綠地（AFF），即人均公園綠地面積;（3）產業結構（ADJ），二三產業增加值總和在總產業增加值的占比;（4） 受教育情況（EDU），普通高等學校在校人數在人口總數中的占比。

本文主要變量及其計算方法詳見表3-1：

3.3 數據描述性分析

本文采用《中國統計年鑒》2004～2018年14年的數據，樣本數據為除港澳臺外31個省級行政單位的人口老齡化情況和消費狀況，包括人均食品消費（FOO）、人均衣著消費（CLO）、人均居住消費（RES）、家庭消費及用品（HOU）、醫療保健（HEA）、交通和通信（TRA）、文教娛樂（CE）。數據描述性統計如下表3-2：

老年撫養比（OLD）即負擔系數，是由老年人口占青壯年人口比例核算而成，撫養比越大意味著社會撫養負擔越重。表二可知，OLD均值0.129，標準差0.0287，最小值0.0670，最大值0.227。均值0.129意味著每千人強壯人口與要贍養129位老人，根據1982年維也納老齡問題世界大會制定的標準換算，我國人口老齡化系數遠超10%，已進入老齡化社會。具體消費支出數據的最大值與最小值差距明顯，說明我國地區消費習慣與消費水平差距大，各地區發展情況不均衡。其中，食品支出（FOO）均值最大，為0.643，與鄧婷鶴[8]的食品消費研究結果相符，說明地區差異帶來的影響確實影響了總結果。我國公共交通（BUS）均值達到11.45，從均值數據看設施系統建立的比較完善，但是最大值與最小值之間差距較大，這說明城市化進程層次不齊，基礎設施建設部分地區仍有待加強。人均綠地（AFF）兩級差值最大，最大值達20.38，最小值只有0.420。我國產業結構比較合理，均值達到0.889，這體現二、三產業占比大工業化程度高，是城市化的一大體現。

3.4 模型設定

根據研究主題，本文設定了以下模型：

其中表示各消費項目，包括城鎮人均消費Y及人均食品消費（FOO）、人均衣著消費（CLO）、人均居住消費（RES）、家庭消費及用品（HOU）、醫療保健（HEA）、交通和通信（TRA）、文教娛樂（CE）。

4 實證結果分析

為了使分析結果能夠準確穩健，首先本文進行了以下兩種分析：一，進行基準回歸，采用固定效應和隨機效應兩種方法;二，穩健性檢驗，采用固定效應、動態效應和動態廣義矩估計（GMM）三種方法。其次，考慮到地區因素影響，將我國各省份分為東部、中部與西部進行異質性分析。最后，就各影響因素與各消費項目的關系進行結構性檢驗。

4.1 基準回歸與穩健性檢驗

4.1.1 基準回歸

為研究人口老齡化對消費影響的情況，構造了基準回歸模型，分為三組：模型（1） 為只含有老年撫養比（OLD）的面板固定效應模型;模型（2） 是面板固定效應模型，加入了4個控制變量;模型（3）是隨機效應模型，包含核心解釋變量和四個控制變量。

結果如表4-1：

模型（1）中老年撫養比（OLD）的回歸系數為-3.2375，在1%的水平上對消費（C）的影響顯著，與平均消費負相關，老年撫養比越大，越拉低消費。

模型（2）的擬合優度為0.669，相較于擬合優度為0.235的模型（1），模型（2）的更為準確。受教育水平（EDU）對消費影響最大，老年撫養比系數有所下降，但仍為顯著且負相關。

模型（3）中，撫養系數的系數為-0.6822，在1%上顯著，對消費產生了有效影響。

4.1.2 穩健性檢驗

GMM即廣義矩估計方法（Generalized Method of Moments），具有一致性、漸近正態分布，有效率的性質，可以在未知分布中，利用樣本矩構造方程，通過方程求得總體的未知參數。

本文進行了兩種穩健性檢驗：首先，變換核心解釋變量（OLD），將老齡化的衡量用老齡化程度（OLDdep）加以衡量，并分別進行了面板固定效應和面板隨機效應的回歸，結果見表4-2的模型（1）和模型（2）;其次，本文變換了回歸方法，對老年撫養比采用GMM的方法重新進行了回歸，結果詳見表4-2中的模型（3）。

穩健性檢驗結果如表4-2：

模型（1）可以得出，老齡化程度（OLDdep）在1%的水平下結果顯著，老齡化程度為-1.2441，與消費傾向呈負相關性。與基準回歸結果相吻合，說明基準回歸方法有效，結論穩健可靠。

模型（2）為動態效應檢驗，更換核心解釋變量后，結果為負，仍然顯著，結論穩健。

模型（3）為動態廣義矩估計（GMM），在5%的水平下，老齡化程度的系數為-0.7767，結果顯著，這與回歸結果性質一樣。

綜上所述，經過變更核心解釋變量以及變化回歸方法發現，老年撫養比與老齡化程度方向和顯著性都一致，這說明本文歸回是穩健的。

4.2 異質性檢驗

由于各地區發展不平衡，導致各影響因素的側重也產生區別，所以將我國劃分為中、東、西三部分進行異質性檢驗。其中，東部地區省份包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省，中部地區省份包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區省份包括內蒙古自治區、廣西壯族自治區、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區。

檢驗結果如表4-3：

老齡化程度（OLDdep）在東部系數為-0.582，中部為-1.788，西部為-2.144，都顯著且負相關，但西部最為顯著并且系數最大。受教育程度（EDU）僅在西部顯著且為負，這表示在西部受教育水平越高，越抑制消費，高端人才流出可能導致這種情況的發生。

4.3 結構性檢驗

針對核心解釋變量和4個控制變量對于7項具體消費的影響展開分析，進行了結構性檢驗，其結果如表4-4：

老齡化（OLD）影響下，各項消費均顯著，但僅有居住（RES）和醫療支出（HEA）為正相關，其他五項消費具為負相關，這表明老齡化程度越深，住房消費越多，這可能由于老年人口的儲蓄較多且存在買房的傳統觀念，從而導致這種現象。老齡化程度加深意味著更多老年人口出現，身體機能的下降帶來醫療支出的增多。

人均綠地（AFF）影響下，各項消費均顯著，僅有居住（RES）為正相關，說明人均持有綠地面積越高，住房消費越高。

公共交通（BUS）因素下，僅有健康為負相關，并且其在5%上顯著，這表明越健康越不受公共交通因素掣肘，健康的群體有更多出行方式可以選擇。

受教育水平（EDU）的影響導致食物（FOO）、衣著（CLO）、居住（RES）三方面的消費皆為負相關，其他四項為正相關，這表明受教育程度越高，對于吃、穿、住這三項基礎消費越不看重，反而更傾向于關注文娛、健康、旅游，對于精神需求的滿足更看重。

產業結構（ADJ）因素下，僅有住房支出（RES）正相關，但對七種消費皆顯著，這說明產業結構與各種消費的關系密不可分。結合唐松林等[9]的文獻可以得出，二三產業比重越高，越說明其所在地區城市化程度越深，經濟發展水平越好，房價自然提升，而多層次的產業結構也使得住房投資更具價值。

5 研究結論及政策建議

5.1 研究結論

本文采用了《中國統計年鑒》31個省份地區2004～2018年間的數據進行研究。首先，構造了只含有老年撫養比（OLD）的面板固定效應模型、加入4個控制變量的面板固定效應模型、包含核心解釋變量和四個控制變量的隨機效應模型這三組基準回歸模型。通過基準回歸與穩健性檢驗來確認數據穩健性，使用異質性檢驗和結構性檢驗來確定對消費研究的具體影響。其次，進行了兩種穩健性檢驗：（1）變換核心解釋變量并分別進行了面板固定效應和面板隨機效應的回歸;（2）變換了回歸方法，采用GMM的方法重新進行回歸。然后，進行異質性檢驗，將31個省份地區劃分為東部、中部與西部，詳細研究地區性差異對消費的影響。最后，針對核心解釋變量和4個控制變量對于7項具體消費的影響展開分析，進行了結構性檢驗。

根據以上實證分析可以得出以下結論：（1）老齡化對于消費具有抑制作用，與平均消費負相關。 （2）東、中、西部老齡化程度越高，越抑制消費，西部最為顯著并且系數最大。受教育程度僅在西部顯著且為負，說明在西部受教育水平越高，越抑制消費，這是高端人才的不斷流失導致的。（3）對于食物消費與服裝支出產生普遍抑制作用;對于住房產生普遍促進作用;家庭支出、出行、文娛雖然受教育與交通工具的促進，但總趨勢仍然受抑制;醫療支出雖在各影響因素上受抑制，但總體仍然被促進。

5.2 政策建議

我國養老、健康、文娛等服務業發展較為緩慢、滯后，從而帶來服務供需矛盾，優化經營的環境，對于服務業市場準入要求放寬，以此來推動服務業高品質、多樣化發展勢在必行。消費產品也需要升級，向綠色、健康、安全方面發展，完善相關政策，推動產品的質量進步。互聯網相關的新型消費在近幾年突飛猛進，支持數字化也是促進消費的一大要點。

我國東部、中部與西部發展水平差異大，技術資源等不盡相同，在雙循環發展格局背景下，亟需新一輪西部大開發的政策落實。培養當地的支柱企業，產生更多工作崗位，重視當地基礎設施建設，培育人才、留住人才、吸引人才，這樣才能形成良好循環。并就此產生有更多消費新增長點，在擴大內需和推進更高水平對外開放方面支撐加快形成新發展格局。

老年人口比重上升帶來了更多社會撫養壓力，需要進一步更新、完善社會保障制度，對于部分貧困老年群體發放生活津貼，從根本改善其生活質量，精準扶貧、精細扶貧，實現老有所依。

參考文獻

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[10]徐光瑞，韓力. 我國人口老齡化現狀及成因分析[N]. 中國經濟時報，2014-04-09（004）.

作者簡介：王一凡（1999—），女，本科在讀，研究方向：經濟學。