人口老齡化視角下城鄉家庭消費結構分析
——基于CFPS2018數據

盧潔玉

(南京財經大學經濟學院，江蘇 南京210023)

一、引言

進入21世紀以來，人口老齡化形勢越來越嚴峻。1999年我國60歲以上老年人口占總人口的10%，2019年底我國60歲以上老年人口占總人口的18.1%。隨著人口老齡化程度的加深，與老年人相關的各種消費支出也在逐漸增加，尤其是醫療保健、護理服務、老年旅游休閑等服務需求，微觀上，也會影響家庭的消費結構。本文通過研究人口老齡化視角下的城鄉家庭消費結構，加強了對居民消費結構模式的探究。

已有不少的文獻研究人口老齡化與消費結構之間的關系。Loayza等(2000)和王德文等(2004)研究發現，老年撫養比對消費率有顯著的正向作用。李文星等(2008)運用1989～2004年的省級面板數據，分析發現少兒撫養比對消費存在較弱的負向影響，老年撫養比和消費不存在顯著關系。汪偉和劉玉飛(2017)分析人口老齡化帶來的消費結構變動情況，發現可以通過提高居民家庭的醫療保健支出來促進消費結構升級，并且農村地區人口老齡化的消費結構升級效應比城鎮地區表現得更加強烈。劉利(2020)也認為農村比城鎮地區的老年比重對消費結構的影響更為廣泛。

基于以上研究背景，本文利用中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年的數據，利用普通最小二乘法和分位數回歸，基于城鄉二元經濟結構，實證分析人口老齡化與城鄉家庭消費結構之間的關系。

二、理論框架

依據凱恩斯的絕對收入假說，即在短期中，消費取決于收入，隨著收入的增加消費也將增加，但消費的增長低于收入的增長。在家庭消費中，老齡人口與低齡人口在家庭規模的不同占比，也將影響家庭對不同種類商品的偏好，最終形成不同的家庭消費結構。

將一個家庭的人口分為老齡人口R1、勞動力人口R2以及低齡人口R3，家庭經濟消費活動中，第i(i＝1，2，3)類人口選擇價格為Pj(j＝1，2，…，n)的商品x(j)(j＝1，2，…，n)，收入為yi，偏好為假設同類型i(i＝1，2，3)的偏好相同，即會選擇相同的消費集。根據個體偏好對數的可加性，知，其中表示第i類人口消費第j種商品的數量，另即用第i類人口對n種商品消費集偏好的加權平均表示總偏好。則第i類人口的消費選擇為:

其中，i＝1，2，3，j＝1，2，…，n。將消費選擇問題轉化為預算約束下的效用函數的最大化問題。構建其拉格朗日函數:

由于偏好是單調的，預算約束在解的位置采取了等式的形式。拉格朗日一階條件為:

再來計算第j種消費支出占總消費支出的比重δ:

其中，y3表示低齡人口的收入，即y3＝0，并同時將分子分母除以勞動力收入R2y2，得到:

從式(7)可以看出家庭消費結構δ(j)與老齡人口撫養比v、收入差距ω相關，進一步觀察老齡人口撫養比和收入差距對家庭消費結構的影響因子，即利用式(7)對v、ω分別求偏導，可得:

從式(9)可以看出，由于ω＞0，即老齡人口撫養和收入差距對家庭消費結構的影響方向均取決于(α3j-α2j)的正負。表明老齡人口和勞動力人口對j類商品的相對偏好強度直接影響家庭的消費結構，若老齡人口對j類商品偏好大于勞動力人口，即α3j＞α2j，則老齡人口撫養比對j類商品的消費δ(j)影響為正，反之為負。收入差距對j類商品的消費δ(j)影響方向與老齡人口撫養比相同。

三、數據處理與模型構建

(一)數據處理

本文數據來源于中國家庭追蹤調查(China family panel studies，CFPS)2018年的問卷調查數據，該數據是北京大學中國社會科學調查中心(ISSS)的追蹤調查項目。中國家庭追蹤調查(CFPS)研究主題包括經濟活動、家庭關系與家庭動態、健康等，與本文研究對象家庭消費結構相契合，大大增加了實證結果的合理性。

在數據的處理過程中，本文首先將CFPS2018的家庭經濟數據與家庭關系數據通過家庭樣本編碼進行了1:m的橫向合并。其次，計算了家庭中低齡人口比重與老齡人口比重。關于低齡與高齡的定義，考慮到我國九年義務教育的實施強度，并且《中國兒童發展綱要(2011～2020年)》數據顯示，2018年，我國九年義務教育人口覆蓋率已達到100%。因此，本文將低齡人口比重定義為低于15周歲人口占家庭成員人口數的比重。同時，取男女退休年齡的最大值60歲作為老齡人口的劃分界限，即將老齡人口比重定義為高于60周歲人口占家庭成員人口數的比重。由于CFPS并沒有明確規定戶主，所以本文將“房產證上的家人名字-1”定義為戶主。家庭經濟問卷的初始樣本量為14241戶，經過以上步驟處理后，共得8640戶家庭樣本量，包括城鎮樣本量4292戶，農村樣本量4348戶。

表1匯報了被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量的總體分布情況。從2018年的總體消費支出可以發現，食品支出占比最大，平均值超過1/3，其次是居住支出，可以看出房子的問題在總體消費結構中處于重要位置。與此同時，家庭中老齡人口的占比是低齡人口占比的4倍左右。本文所定義的戶主年齡平均值為47歲，與社會對家庭戶主的年齡期待相差不大，側面反映了本文對戶主變量選擇的有效性。

表1 主要變量的描述性統計

(二)模型構建

本文將家庭消費結構分解為食品消費、衣著鞋帽消費、居住消費、家庭設備及日用品消費、交通通信消費、文教娛樂消費、醫療保健消費及其他消費共八類消費，以其占居民總消費支出的比重作為被解釋變量。核心解釋變量為家庭中老齡人口比重和低齡人口比重。另外將戶主年齡、家庭人口規模、取對數的全部家庭純收入、戶主受教育年限以及健康狀況作為控制變量。因此，建立如下基本計量模型:

其中，yk表示八類消費占居民總消費支出的比重；β0為常數項；ratio＿60k、ratio＿15k分別為老齡人口比重、低齡人口比重；X為控制變量，ε為殘差項。

再來討論本文的內生性問題，從遺漏變量上來看，影響家庭消費的主要因素是收入，將其他影響因素分為兩類，從主觀上來看，不同的消費觀念、對未來收入的預期、從眾心理、自我認知等都會影響各類消費的比重，但難以對以上主觀因素進行測度。從客觀上來看，物價水平、社會階層、職業等也會影響家庭各類消費支出，這些變量與家庭中的個人特征又緊密相關，易引起多重共線問題；從雙向因果來看，家庭消費對戶主的健康狀態可能具有一定影響，直觀上來看，作用效果有限。

四、實證分析

(一)老齡化對消費結構的影響

考慮到城鄉二元結構下消費結構的差異性，本文將樣本進行了分類，并運用普通最小二乘法分別對城鄉樣本進行回歸。城鄉家庭結構對消費的影響結果如表2和表3所示。首先，老齡人口比重的增加均對家庭總消費有負向影響，說明總體上，老齡化日益嚴重并不利于經濟增長。城鎮和農村老齡人口比重對居住支出的影響相反，可能是因為農村地區居民想要為下一代在城里買房的支出，而城鎮居民本身在城里就有房子，不需要為下一代考慮房子的問題。老齡人口比重對剩余七項消費都具有同向影響。從結果上來看，人口老齡化顯著促進了食品和醫療保健消費支出，同時，也抑制了衣著鞋帽、家庭設備及日用品、交通通信和文教娛樂的支出。說明隨著老齡化程度的持續深入，整個社會對醫療保健的需求會持續上升，與此同時，鑒于老年人對衣著時尚潮流、家庭設備的功能要求、外出以及娛樂的需求比較弱，老齡人口的比重越大，對該部分的需求則越弱。

表2 城鎮老齡化對消費結構的影響

表3 農村老齡化對消費結構的影響

(二)分位數回歸

隨著因變量水平的不同，核心解釋變量產生的影響有可能不同，而最小二乘回歸只是估計了“平均影響”。分位數回歸則利用解釋變量的多個分位數得到了因變量條件分布的相應分位數方程。本文選取了0.1、0.5、0.9三個分位點來檢驗影響差異。

分位數回歸進一步驗證了上述基準回歸結果的穩健性估計結果如表4所示。具體而言，無論是城鎮還是農村，衣著鞋帽、家庭設備及日用品、交通以及娛樂的支出均隨著人口老齡化比重的上升而減少，對醫療保健的需求則恰恰相反。城鄉之間的區別在于，老齡人口比重的增加會使城鎮家庭的食品支出先上升后下降，卻會使農村家庭食品消費持續上升。

表4 老齡化對消費結構影響的分位數回歸

五、結論

本文選取2018年的中國家庭追蹤調查數據，分別通過最小二乘法和分位數分析了老齡人口比重對城鄉家庭消費結構的影響效應。主要得到以下結論:第一，總體上，老齡人口比重的增加對家庭總支出有顯著的負向作用，并且農村地區的作用更強；第二，隨著老齡化程度的持續加深，城鄉居民家庭消費結構中，對食物和醫療保健的需求顯著的增加；第三，老齡人口比重越高，對醫療保健的需求也越高，對衣著鞋帽、家庭設備及日用品、交通以及娛樂的需求會減少。

以上結果均表明，老齡化的持續加深對社會整體的消費結構產生顯著影響，尤其是對醫療保健的需求大幅度上升。針對此，既可以設計多樣化的醫療保健服務刺激該部分消費的增加，也需要健全社會保障制度，防止人們為預防疾病保證養老，過度儲蓄該部分支出，而過于擠壓其他項支出。