人口老龄化对城镇居民消费结构变化的影响研究

杨尚媛 章棋 （通讯作者） 石俊峰

1.南京信息工程大学商学院； 2.南京农业大学工学院； 3.云南省农业科学院质量标准与检测技术研究所

一、引言

众所周知，城镇居民消费占国内消费的绝大部分，且这一群体更加偏好于享受型消费品[1]。随着人口老龄化加剧，研究城镇人口老龄化对新兴消费增长与消费结构优化升级具有现实意义。

从2000年开始中国步入老龄化社会，65岁及以上老年人口比重达到7%。2001～2012年，我国城镇人口老龄化呈现波动式增长趋势，从7.9%增长至9.4%①。至2015年，我国60岁以上老年人口将达到2.16亿，约占总人口的16.7%②。老龄化导致了一系列问题。从消费的角度来看，城镇老年人对商品表现出不同于其他人群的特殊需求。消费理论表明主观需求是影响个体消费的一个主要因素，而总消费可能与不同主观需求下的人口构成密切相关，又消费结构是对总消费构成的一种衡量，因而人口老龄化可能与消费结构变动存在密切联系。那么，城镇人口老龄化将如何影响城镇居民消费结构？这是政府选择扩大内需、拉动消费增长政策时需要考虑的“实际问题”，也是本文将要回答的问题。

从现有的文献来看，人口结构与居民消费的经验研究大多关注总消费水平，且得出了迥异的结论[3-4]。然而，人口老龄化对消费结构影响的研究比较少见。王钰娜和雷禹（2013）定性分析了人口老龄化对消费结构的影响[2]。上述分析方法得出的结果只能反映出人口老龄化与八大类消费需求的相关程度，既不能清晰地反映居民消费结构的变动程度，也不能量化人口老龄化对各类消费边际支出份额作用的大小，且未将各类消费品的价格因素考虑在内。

为了解决上述问题，本文基于二次几乎理想需求系统模型（Quadratic Almost Ideal Demand System，简称QUAIDS），采用2001～2012年中国省际混合截面数据，测算城镇居民各类商品的支出弹性和边际预算份额。在此基础上，采用省际面板数据实证检验城镇人口老龄化对各类新兴消费和传统消费边际预算份额的影响。

二、分析框架与模型构建

（一）分析框架

根据凯恩斯的绝对收入消费理论，有效消费需求是指具有支付能力的消费需求，取决于收入水平和消费倾向两个因素，而收入水平（引致消费）是首要决定因素。因此，我们可以对个体消费的经济逻辑做出如下概述：首先，人们对每一种商品进行主观评价，即表现出购买欲望或偏好；其次，存在一个价格机制决定每一种商品的最终分配；第三，个体受到收入的约束；最后，个体的消费行为是在一定的价格机制和自身的收入约束下，选择一组效用最大化的商品。根据上述个体消费的微观机制可以看出，决定个体消费行为的因素主要有三个：偏好、价格和收入。

1.自发消费：人口老龄化与消费结构。假设经济中存在老年人群和其他人群两种类型，每种类型分别包括N1和N2个个体。经济中存在两种商品x1和x2，且假定x1是传统消费品，x2是新兴消费品，两种商品的价格分别为p1和p2。进一步假定i（i=1，2，3，4）类型的人具有相似的偏好ui（），且假设分别表示第i类个体对两种商品的消费量。我们假设个体的偏好满足对数可加性，即，由于形式相同，实质上是两种商品独立偏好的加权，故而可对系数进行标准化处理，即令，因此个体消费选择问题可以用如下最优化问题表述：

构建拉格朗日方程：

最优化求解：

最优解为：

因此，用于商品1和商品2的消费支出可以表示为：

令S1和S2分别表示两种商品的消费支出结构，则：

从上式不难发现，居民消费结构与人口老龄化存在直接的关系，为了定量分析人口老龄化对消费结构的影响，我们对上式求θ的导数：

从上式可以看出，人口老龄化对传统消费和新兴消费的影响取决于和取值，且在符号上与一致，与一致。

通过上述理论推导，我们可以得出如下命题：

命题1：居民消费结构与人口老龄化相关。人口老龄化对消费结构的影响取决于不同类型居民对各类商品偏好的差异。如果老年人对某类商品的偏好强于其他居民，那么人口老龄化对这类商品的消费支出比例产生正向影响，反之产生负向影响。

生命周期理论和恒久收入假说是研究人口年龄结构与居民消费行为的基本模型。根据费里德曼提出的恒久收入的消费函数理论，理性的消费者为了实现效应最大化，在生命周期中每一阶段做出的消费决策是由恒久收入决定的。通常而言，老年人获得的财富积累要明显高于其他居民。根据我国现实情况，相比老年人，绝大多数中青年居民面临着沉重的房贷和养家的压力，因此青年人比老年人更加偏好食品、衣着、居住、家庭设备及服务、其他商品及服务、交通通讯等六类传统消费，而老年人更加偏好文化娱乐用品及服务、医疗保健等新兴消费，即。因此，＞0，而

通过上述理论分析，我们可以得出如下假说：

假说1：人口老龄化与新兴消费呈正向关系，与传统消费呈负向关系，且人口老龄化将优化居民消费结构。

2.引致消费：收入与各类商品的边际预算份额。根据绝对收入和恒久收入的消费理论，收入是影响消费的重要因素。尽管个人在短期内表现出平滑消费的动机，但在长期中，收入和消费增速却高度相关，这就说明消费在很大程度上仍受即期收入的影响，而流动性约束和缓冲储存是导致消费与即期收入相关的原因。由于消费具有自身属性，即正常商品随着收入的增加而增加。

3.其它因素。人们通过主观的意识对某种商品表现出的消费倾向（偏好）具有明显的群体特征，如地域差异性。

（二）静态面板数据模型构建

为了检验自发消费（人口老龄化）、引致消费（收入）和地区变量对城镇居民传统消费和新兴消费的影响，我们建立了静态面板结构模型：

被解释变量mpshareit表示城镇居民家庭人均各类商品的边际预算份额，利用拓展QUAIDS模型（在初始QUAIDS模型中加入各地区人均可支配收入和地区变量）计算出的支出弹性乘以各类商品的预算份额（Wi）加以衡量。解释变量lnXit、aopit、ddi和dxi分别表示人均实际可支配收入、人口老龄化（65岁及以上人口所占比例）、东部和西部地区。在地区虚拟变量的设定中，将中部地区作为比较项，东部地区虚拟变量（dd：1=东部地区，0为其它），西部地区虚拟变量（dx：1=西部地区，0为其它）。

本文选取2001～2012年③中国31个省级混合截面数据和面板数据，所有数据来自《中国统计年鉴》和《中国人口年鉴》。在计算前以2001年为定基，将统计数据的环比价格指数调整为定基价格指数，并且以2001年为定基利用定基价格指数对各类商品的人均支出进行调整，以消除物价水平变动的影响。

三、实证分析

本节利用计量软件Stata12.1软件，采用迭代似不相关回归(SUR)方法估计拓展QUAIDS模型，以测算因变量。进一步，静态面板模型假定同一个体在不同时期的扰动项存在自相关，不同个体间的扰动项相互独立，而利用聚类稳健标准差能够很好地满足这一假定。本文中的LSDV固定效应模型估计和随机效应拉格朗日乘数检验表明，11类商品的个体效应模型均优于混合效应模型。接下来，我们利用豪斯曼检验优选固定效应模型和随机效应模型。由于11个方程中各变量的聚类稳健标准差约是普通标准差的1.5～2倍，因此需要借助辅助回归，利用聚类稳健标准差进行豪斯曼检验。结果表明，除食品、衣着、其他商品及服务、教育、医疗保健等5类商品的静态面板应该采用随机效应模型外，其余6类商品均应采用固定效应模型。基于豪斯曼检验结果，11类商品的静态面板估计结果如表1和表2所示。

首先，城镇居民人均可支配收入（lnXit）对绝大多数商品的边际预算份额表现出正向影响。这一结果与理论预期相符。

第二，人口老龄化对传统消费中的家庭设备及服务、其他商品及服务产生显著的负向影响。老年人一般更注重实用和节约。因而他们对家庭设备及其他商品的消费需求、档次标准和消费数量都会明显低于中青年人。因此，人口老龄化会显著降低城镇居民家庭人均消费支出中家庭设备及服务、其他商品及服务等消费支出。

第三，人口老龄化对新兴消费中的文化娱乐服务和医疗保健等产生显著的正向影响。这里可以解释为：①人们在满足了物质生活的基础上，会不断追求精神生活，而老年人通常拥有较多的闲暇时间、金钱和精力；②在人的生命周期中，老年人的健康状况和生活自理能力不断下降，进而引发更多的医疗服务和护理服务需求。

此外，估计结果还表明人口老龄化对家庭人均食品、衣着、居住、交通、通讯、文化娱乐用品和教育等方面支出的影响未通过显著性检验。

表1 传统消费的静态面板估计

表2 新兴消费的静态面板估计

四、结论与讨论

本文通过建立拓展QUAIDS模型，测算出城镇居民11类商品的边际预算份额，在此基础上，采用中国省际面板数据实证检验人口老龄化对城镇居民传统消费与新兴消费的影响。结果表明，人口老龄化在抑制家庭设备及服务等传统消费的同时，明显促进了文化娱乐服务和医疗保健等新兴消费，进而促使传统消费向新兴消费转变。因此，提高老年人口的消费系数将是最终促进居民总消费增长最直接和见效最快的政策。据此提出以下建议：

第一，提升老年人消费水平，通过刺激其消费需求来推动总需求增长。当前老年产业发展缓慢，适合老年人文教娱乐的产品相对较少，这就导致我国无法依消费动文化娱乐及服务消费类的产品推动总消费的增长。对此，当前亟需增加老年人新兴消费品（交通、文化娱乐服务、医疗保健）的种类和数量，提升产品的质量和服务，进而促进老年产业的快速发展。

第二，提升老年人消费能力，通过保障其收入来拉动总需求增长。绝大多数老年人没有教育、住房等刚性消费支出的负担，远期消费不会挤占即期消费。因此，提高老年人收入对老年人消费系数增长具有重要的作用，而如何增加社会养老金支出将会成为我国社会养老保障制度建设的重要内容。

注释：

①数据来源：笔者根据《中国人口年鉴》（2002-2012）和《中国统计年鉴》（2013）整理获得。

②数据来源：笔者根据《中国人口年鉴》（2012）整理获得。

③由于2000年部分数据只有一个综合指数，故为了保证数据的完整性，起初年份选为2001年。而2013年数据只列出八大类产品的数据，没有子类相关数据，如交通通讯未详细列出交通、通讯数据，故截止时间为2012年。