“雙循環”新發展格局下老齡化對農村居民消費結構的影響

成謝軍 王莉娟

摘要：進入新時代后，構建“雙循環”新發展格局成為我國當前急須完成的緊迫任務，中央對江蘇省寄予厚望，希望江蘇省能夠在服務全國構建新發展格局上爭做示范。同時，中國社會的老齡化進程不斷加快給社會經濟的各個方面帶來了壓力和挑戰，特別是對居民消費產生了重要影響。從分析老齡化對農村居民消費結構影響的角度出發，為江蘇省構建新發展格局提供建議和參考。通過構建計量模型，利用江蘇省數據實證分析老齡化對農村居民消費結構的影響，在緩解內生性和自相關問題后，結合分位數模型估計結果，發現老齡化程度提高有利于農村居民消費結構改善且影響顯著，不考慮極端值的情況下，影響是穩定的;少兒撫養比提高不利于農村居民家庭消費結構改善且影響顯著，其作用大小與老齡化程度大體相當，兩者的影響效應基本互抵等。

關鍵詞：“雙循環”新發展格局;老齡化;消費結構;分位數估計;江蘇

中圖分類號：F323.8 ??文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）08-0243-06

《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》中提出“加快構建以國內大循環為主體、國際國內雙循環相互促進的新發展格局”，必須“全面促進消費，增強消費對經濟發展的基礎性作用”。這意味著在未來相當長的時期內，消費是推動社會經濟發展的根本動力，是構建新發展格局的重要支撐。伴隨著我國社會經濟發展進入新時代，老齡化問題也日益凸顯，特別是人均壽命不斷提高，社會生育意愿不斷下降，導致老齡化逐步走向快車道。老齡化誘發的“未富先老”對居民消費的制約作用十分明顯，而作為占據中國一半人口的農村居民，其消費能力和消費潛力不應忽視。自2004年始，中央歷年出臺的一號文件都以“三農”為主題，凸顯“三農”問題在我國經濟與社會發展中的重要地位。因此，探究這一特定歷史時期下老齡化如何影響農村居民消費，直接關系到經濟高質量發展、構建新發展格局目標的實現，具有重要的現實意義。

江蘇省作為全國經濟發達省份，是全國經濟發展的“排頭兵”，在社會經濟發展的諸多方面對全國都有帶頭意義和示范效應。2020年8月，習近平總書記在推進長三角一體化時提出“長三角要率先形成新發展格局”，同年11月，習近平總書記在江蘇省考察時強調“江蘇要在服務全國構建新發展格局上爭做示范，在率先實現社會主義現代化上走在前列”，這是黨中央對江蘇省“兩個率先”的重要肯定和指導，也是對江蘇省在構建新發展格局上再次率先的希望和要求。與此對應的是，江蘇省的老齡化程度正快速加深，以65歲以上人口占比計算，1990年社會老齡化程度僅為6.8%，2000年上升到8.8%，2010年躍升到10.9%，2019年老齡化程度達到驚人的17.2%，老年人口數量在2010年之前基本屬于平穩增長階段，2010年之后呈爆發式上升，考慮到城鄉老年人口的差異，江蘇省農村地區的老齡化程度更高。因此，探究老齡化程度對江蘇省農村居民消費的影響，不僅對江蘇省構建新發展格局具有重要影響，也有助于“強富美高”新江蘇建設，同時以江蘇省為研究對象所得到的結論和對策對全國其他省份也有積極的示范作用和借鑒意義。

1 文獻綜述

隨著消費對經濟發展拉動作用的增強和我國老齡化程度的提高，學者越來越關注老齡化與消費之間的相互關系，研究成果不斷豐富。

老齡化對消費的影響主要體現在人口年齡結構的變動方面，經濟行為人在不同年齡階段表現出不同的消費特點，西方學者在研究過程中逐步形成諸多理論，代表性的有生命周期假說、持久收入假說以及撫養-儲蓄模型等，這些研究從宏觀層面解釋人口年齡結構對居民消費的影響機理，為隨后的大量實證研究提供了理論基礎。

有關老齡化影響消費的研究主要集中在如何影響消費總量和消費率的層面，通過家庭成員不同的年齡結構分布探討其對家庭消費的影響。由于不同年齡階段的消費者偏好不同，如未成年人食品和教育支出較多，中年人文化娛樂以及社會交往支出較多，老年人醫療保健支出較多[1]。老齡化導致未來勞動市場的勞動力供給下滑，加上原有的獨生子女政策引發的養老擔憂，家庭的最優儲蓄上升，導致家庭消費水平下降[2]，同時老年人逐步退出勞動市場，退休后的收入水平遠不及工作期間，加上老年人的消費心理趨于保守，降低家庭消費水平[3]。由于中國社會的養老保障體系還不夠健全，老年人口不得不減少非必要消費，將儲蓄視為養老保障的替代[4]。老年人口增加使得勞動力規模萎縮，資本勞動比上升，資本回報率偏低，同時單位勞動力撫養負擔加重，致使消費水平下降[5]。也有一些研究結論正好相反，王德文等認為，由于個人儲蓄在進入勞動年齡以后，會呈現先上升后下降的趨勢，老齡化的出現將加速儲蓄下降的速度，最終使得居民消費支出增加[6];王宇鵬認為，鑒于老年人口增加了社會的人口撫養負擔，技術不變的情況下社會的勞動產出下降，兩方面作用的結果是經濟總產出中用于消費的比例上升[7]。此外，李文星等發現老齡化與居民消費之間的關系并不明顯，二者關系較弱或統計意義不顯著[8-9]。

隨著老齡化的影響不斷上升，有學者注意到老齡化對家庭消費結構的變化，由于老年人口對食物的需求逐漸下降，對醫療保健等需求上升，引起家庭結構變化，總的來說有助于消費結構升級[10]，隨著年齡增長，老年人的身體機能越來越弱化，對居家服務等需求增加，對交通、服裝等需求減少，推動消費結構升級，但推動的主要類型是醫療保健和生活服務[11]。

現有研究對老齡化與消費的關系進行了詳細的探討，為本研究提供了很好的借鑒和參考，但還存在一些不足：一是研究主要集中在對消費總量和消費率方面，對消費結構的關注相對較少，急需豐富;二是老齡化影響城鎮居民消費的研究較多，影響農村居民消費的研究較少，在國家已把“三農”問題定位為全黨工作的重中之重的背景下，加大有關農村居民消費的研究十分重要;三是在為數不多的研究老齡化影響農村居民消費的文獻中，基本都采用全部人口中老年人口占比作為老齡化程度的代理變量，這種做法忽視了農村老齡化程度和社會整體老齡化程度的差異，低估了農村的老齡化程度。事實上農村人口向城市轉移的主要是青壯年勞動力和高知群體，老年人由于“故土難離”或很難適應城市生活，往往不愿意離開農村，即農村的老齡化程度往往高于城鎮和全社會的老齡化程度。綜上，本研究通過理論分析，構建計量模型，核心解釋變量老齡化程度采用農村老年人口比重作為代理變量，實證分析老齡化如何影響江蘇省農村居民的消費水平結構，使用工具變量控制模型的內生性問題，最后采用分位數回歸討論不同老齡化程度如何影響農村居民消費，最大可能保證結論的穩健性。

2 計量模型設計、變量說明與數據來源

2.1 計量模型的設計

根據本研究目的，核心工作是實證分析老齡化程度對農村居民消費結構的影響，在家庭消費類別的人口分布中，除老年人對家庭消費結構有明顯影響外，少兒消費也在很大程度上決定了家庭消費的分類，其影響不言而喻。因此，設定回歸模型如下

ln MEO=α+β1（ln OR）+β2（ln YR）+δitXit+ε。（1）

式中：MEO表示家庭消費結構，按照學者普遍達成的共識，一般用醫療保健、教育文化娛樂以及其他服務性支出在總消費中所占比重來測算，該比值上升意味著家庭消費結構升級，該比值下降意味著家庭消費結構降階;OR表示老齡化程度;YR表示少兒撫養比;Xit表示除少兒撫養比以外的模型引入的各個控制變量。借鑒國內大部分學者的研究和經驗啟示，使用人均可支配收入Y、社會保障水平SSL、城鎮化水平UL、物價水平CPI等作為控制變量。

2.2 變量說明與數據來源

2.2.1 被解釋變量

家庭消費結構（MEO）為被解釋變量，依照上述分析，采用教育文化娛樂以及其他服務性支出在總消費中所占比重來表示。

2.2.2 核心解釋變量

老齡化程度（OR）為核心解釋變量，按照聯合國老齡化測算標準，使用65歲及以上人口數量占全部人口數量的比重來表示。

2.2.3 控制變量

（1）少兒撫養比（YR）。一般而言，少兒消費主要集中在食品、服裝和基本生活用品支出方面，醫療保健、教育文化娛樂等支出相對較少，少兒撫養比的上升可能導致家庭消費結構降階，故預計少兒撫養比的偏效應為負。（2）人均可支配收入（Y）。入水平是制約消費總量及類別的主要影響因素，按照恩格爾定律，收入水平上升過程中用于食物支出的比例會下降，故預計人均可支配收入的偏效應為正。（3）社會保障水平（SSL）。社會保障水平覆蓋面越廣，保障力度越大，人們越沒有后顧之憂，從而愿意消費，敢于消費，故預計社會保障水平的偏效應為正。（4）城鎮化水平（UL）。城鎮化一方面有利于農村富余勞動力進城務工獲得更高收入，另一方面可以改善基本公共設施的供給，特別是改善交通等促進消費的便利條件，為農村居民提供更多的消費選擇，故預計城鎮化水平的偏效應為正。（5）物價水平（CPI）。物價水平上漲導致家庭消費面臨更大的生活成本壓力，可能會抑制農村家庭除必需品之外的消費，同時使得基本生活支出上升，故預計物價水平的偏效應為負。

2.2.4 數據來源

所用數據均來自歷年《江蘇統計年鑒》和萬得數據庫，時間跨度為1999—2019年。

3 實證結果與分析

3.1 數據的描述性統計

表1顯示，各變量的均值與中位數比較接近，說明各變量值的分布較為規律。各變量最大值與最小值差異最大的是物價水平，說明每年物價相對其他變量波動性大，城鎮化水平與社會保障水平的最大值與最小值相差較大，說明江蘇的城鎮化速度較快，社會保障體系也日益完善。值得注意的是雖然老齡化程度較高，但是最大值與最小值只相差0.058，其最大值為0.140，說明目前江蘇老齡化程度日趨嚴重，要引起足夠的重視。各變量相對應的標準差也印證了上述結論，物價水平的標準差最大，同樣說明其波動性最大，其余變量的標準差都在0.1左右。偏度值說明家庭消費結構、人均可支配收入和社會保障水平呈左偏態分布，老齡化程度、少兒撫養比、城鎮化水平和物價水平呈右偏態分布。由于所有變量的峰度值都大于0，說明各變量值的分布相對于正態分布來說較為陡峭，為頂尖峰，同時所有變量的峰度值都小于3，說明陡峭程度有限。各變量的正態檢驗值也驗證了偏度值及其分析結果。

3.2 單位根檢驗

為檢驗各變量數列是否為同階平穩序列，采取假設相反的ADF檢驗和LLC檢驗，以保證檢驗結果的可靠性，結果見表2。

由表2可知，ln MEO、ln OR、ln YR、ln Y、ln SSL、ln UL、ln CPI原序列2種方法的檢驗結果均顯示非平穩，一階差分序列均顯示為一階平穩序列，即同階單整序列。

3.3 協整檢驗

在所有變量序列同階單整的情況下進行協整檢驗，采用Kao-ADF檢驗，檢驗值為-3.695，伴隨概率為0.000，表示該變量組存在協整關系。

3.4 格蘭杰因果檢驗

為更好地判斷計量模型中變量之間的相互關系，采用格蘭杰因果關系檢驗，結果見表3。

由表3可知，老齡化程度與家庭消費結構互為格蘭杰原因，少兒撫養比是家庭消費結構的格蘭杰原因，家庭消費結構不是少兒撫養比的格蘭杰原因，人均收入水平是家庭消費結構的格蘭杰原因，家庭消費結構不是人均收入水平的格蘭杰原因，社會保障水平與家庭消費結構互不為格蘭杰原因，城鎮化水平是家庭消費結構的格蘭杰原因，家庭消費結構不是城鎮化水平的格蘭杰原因，物價水平與家庭消費結構互不為格蘭杰原因。格蘭杰檢驗不僅顯示統計學意義上的解釋變量與被解釋變量的相互關系，也為后面的計量分析提供了參考。

3.5 估計結果及解釋

上述檢驗過程為計量分析提供了理論依據，作為基準回歸，運用OLS方法估計，結果見表4。如果計量模型不存在內生性問題，OLS方法估計的結果是可以接受的。由表4可知，解釋變量與被解釋變量存在雙向因果關系，意味著模型可能存在雙向因果關系的內生性問題，同時通過經濟理論分析發現模型中人均收入水平可能是內生變量，這是因為收入會影響消費，消費反過來影響人們對收入的追逐。利用Durbin-Wu-Hausman方法檢驗人均收入水平是不是內生變量，將人均受教育程度作為工具變量（這是因為個體消費水平不會直接影響其受教育程度，但受教育程度會影響個體收入，因此人均受教育程度可以作為工具變量使用）。將人均收入作為被解釋變量，受教育程度與公式（1）中其他解釋變量一起進行回歸，可得殘差項μ1，再將μ1和公式（1）中的解釋變量對人均收入進行回歸，得到μ1系數的t檢驗值的伴隨概率為0.000，檢驗結果表明人均收入水平確實是內生變量。將人均受教育程度作為解釋變量放入公式（1）進行回歸，回歸結果顯示人均受教育程度的系數t檢驗值的伴隨概率為0.231，大于臨界值0.1，故人均受教育程度確實是好的工具變量。在確定工具變量后，采用 2SLS-IV 方法解決內生性問題。另外，差分GMM方法可以很好地解決自相關問題，對內生性問題也有較大程度的緩解，考慮大部分計量模型都可能存在自相關問題，再采用差分GMM進行估計，可以更好地保證結果的穩健性。表4第3列是2SLS-IV方法的估計結果，第4列是差分GMM方法的估計結果。

由表4中作為基準回歸的OLS估計結果可知，老齡化程度提高有利于農村居民消費結構改善且影響顯著，老齡化程度上升1%，居民消費結構改善0.487百分點;少兒撫養比提高不利于農村居民消費結構改善且影響顯著，少兒撫養比提高1%，居民消費結構降階0.512百分點;社會保障水平提高有助于改善農村居民消費結構但影響不顯著;城鎮化水平有利于農村居民消費結構改善且影響顯著，城鎮化水平上升1%，居民消費結構改善0.716百分點;物價水平上升不利于農村居民消費結構改善且影響顯著，物價水平上漲1%，居民消費結構降階0.111百分點。上述解釋變量的實證結果和之前的預估是一致的，但人均收入水平不利于農村居民消費結構改善且影響顯著，這與之前的預估正好相反。

在關注到內生性問題后，運用2SLS-IV進行處理，結果表明所有解釋變量與被解釋變量的影響方向和基準回歸結果是一致的，但解釋變量的作用大小發生了變化，顯著性也有明顯提高，特別是社會保障水平由不顯著變為顯著，說明內生性問題確實影響了OLS估計的準確性。第4列在關注到內生性問題的基礎上，注意到自相關問題帶來的偏差，運用差分GMM方法處理，發現和2SLS-IV方法的估計結果非常一致，影響方向同向，作用大小基本相同。

3種方法的估計結果都表明人均收入水平會抑制農村居民家庭消費結構升級，然而上述理論分析和許多實證研究都表明人均收入水平有助于城市家庭消費結構升級，這是由目前農村居民消費的特殊性造成的。農村居民消費和城市居民消費有很大差異，由于農村家庭與城市家庭收入懸殊，農村家庭的子女數量普遍多于城市家庭，兩者面臨的消費環境也有很大不同，導致農村家庭和城市家庭的消費心理和消費行為迥異。受家庭收入水平的制約，農村家庭消費心理上趨于保守，需求彈性大，加上農村居民的社會保障水平低，收入增長的部分更多用于預防性儲蓄，增加的消費支出也偏向于改善基本生活條件，造成農村人均收入水平的提高沒有起到改善消費結構的作用。

3.6 分位數模型估計結果

為深化老齡化程度對農村居民消費結構影響的認識，同時也增強公式（1）估計結果穩健性的討論，采用分位數模型估計老齡化對不同層次的農村居民消費結構的影響（表5）。

分位數估計結果的系數檢驗（表5）顯示，除ln SSL 之外的其余變量在τ為0.1～0.9不顯著，其余變量的系數檢驗均顯著，意味著分位數估計結果可以接受。從τ=0.1到τ=0.9的過程中，老齡化程度對農村居民家庭消費結構始終呈正向影響，與表4結果一致，除去2個極端值（為0.1和0.9），其他分位點老齡化程度對農村居民消費結構的影響幾乎沒有區別，是穩定的。在不同分位點上變化明顯的是社會保障水平，在最低層次和最高層次的家庭消費結構狀態下，其對農村居民家庭消費結構的影響是負向的，說明在農村居民生活水平很低的情況下，提高社會保障水平不能改善家庭消費結構，只能緩解農村居民的貧困狀況，當農村居民生活水平非常高時，提高社會保障水平已無力推動家庭消費結構繼續升級，但可以提高居民幸福指數。

4 結論與政策啟示

老齡化是我國社會經濟發展過程中的必然現象，隨著經濟發展水平的不斷提高，老齡化程度進程很可能加快，加大對經濟的沖擊力度[12]，對家庭消費及其結構產生重要影響。本研究基于江蘇省率先構建“雙循環”新發展格局的時代要求，構建計量模型，充分注意內生性和自相關問題，并使用分位數模型估計農村老齡化對不同層次消費結構的影響。結果表明，老齡化程度提高有利于農村居民消費結構改善且影響顯著，在不考慮極端值的情況下，影響是穩定的;少兒撫養比提高不利于農村居民家庭消費結構改善且影響顯著，其作用與老齡化程度大體相當，兩者的影響效應基本互抵;社會保障水平提高有助于改善農村居民的家庭消費結構，處理內生性問題后影響顯著;城鎮化水平提高有利于農村居民家庭消費結構改善且影響顯著;物價水平上升不利于農村居民家庭消費結構改善且影響顯著;人均收入水平提高不利于農村居民家庭消費結構改善且影響顯著。

從上述實證結論可以得到如下政策啟示：一是順應經濟社會發展的老齡化趨勢，大力發展“銀發經濟”，充分挖掘農村老年群體的消費潛力，助力農村家庭消費結構升級，為江蘇省構建新發展格局提供動力。二是改善城鄉收入分配格局，收入分配適度向農村居民傾斜，完善面向農村居民的社會保障體系，提高社會保障水平，消除農村居民的后顧之憂，改變農村居民保守消費的心理偏好，逆轉人均收入水平對消費結構的抑制作用。三是積極出臺配套國家“三孩政策”的鼓勵措施，如對“二孩”和“三孩”家庭減免個人所得稅，發放大額生育補貼，在孩童18歲之前按月發放生活補助等，切實降低家庭生育成本，消除或緩解少兒撫養比對家庭消費結構的消極影響。

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