家庭人口結構對居民消費水平的影響研究

石曉宇,王 勇

安徽科技學院財經學院,安徽蚌埠,233000

消費是拉動經濟增長的三駕馬車之一,提升本國的居民消費需求是我國追求經濟發展永恒不變的核心。2022年1月17日國家統計局在國新辦新聞發布會上表示,2021年我國總體消費支出對中國經濟增長的貢獻率高達65.4%,成為中國經濟增長的最強勁的推動力,也是形成強大國內市場、構建新發展格局的重要基礎。如何充分激活消費需求提升消費率,值得學者深入展開探討。在政府層面上,2022年4月國務院辦公廳印發《關于進一步釋放消費潛力促進消費持續恢復的意見》指出,消費是最終需求,是暢通國內大循環的關鍵環節和重要引擎,對經濟具有持久拉動力,事關保障并改善民生,應穩住消費基本盤,促進居民消費能力的提升。

對于消費不足的問題,多數研究從收入、金融資產等方面展開研究,以人口及其變動因素角度探究消費結構調整的研究較少。隨著經濟高速發展,我國的人口年齡結構也出現了巨大的變化。第七次全國人口普查顯示我國60歲及以上人口占比18.7%,比2010年上升5.44個百分點,已經遠超10%的老齡化國際標準,社會人口老齡化程度加劇[1]。同時我國育齡婦女生育率和新生兒出生率仍未顯著提升。這種老少雙重人口結構變化對中國家庭消費將會產生重大影響。

基于以上背景,本文采用中國家庭追蹤調查最新數據庫,從微觀家庭層面研究人口年齡結構變動對家庭消費的影響,綜合了家庭人口結構、家庭特征、戶主特征、區位特征等因素,從消費水平、消費結構和消費率三個層面分析家庭人口結構對消費產生的影響,并從收入層面進行異質性影響分析,增強結論的穩健性。

1 文獻綜述與理論假設

關于家庭人口結構與消費的關系最早可以追溯到生命周期假說。Modigliani等[2]提出的生命周期消費理論,認為理性消費人會規劃自己的長期消費開支以追求畢生的效用最大化,人們會用工作時期的收入來支撐當期和未來退休時期的消費。以家庭為單位,研究消費水平時,必須考慮家庭人口結構,即老年人口和少兒人口所占比例。兩者的共同特征是幾乎無法形成勞動力收入,屬于純消費者,家庭中非勞動人口占據較大比例時,會導致消費率較高。范兆媛等[3]通過分析2004—2014年中國省級面板數據,同樣發現家庭老年成員和少兒成員數量的增加抑制了消費水平和消費率的提高。但該理論未考慮家庭為防范風險而產生的預防性儲蓄動機。消費者增加儲蓄減少消費是為了預防未來收入的不確定性[4]。我國目前老齡化程度逐漸加深,養老保障體系尚不完善,這種“未富先老”的社會現實使得家庭人口結構老齡化。老年人的消費理念相較于其他年齡社會成員存在明顯差異,通常呈現消費傾向下降,購買力減弱的特點,家庭在消費規劃時不得不考慮增加養老儲蓄,進而導致預防性儲蓄動機大于生命周期理論的消費效應,降低家庭消費水平[5]。因此,提出假設H1:老年成員比負向影響家庭消費水平。

然而,家庭對少兒成員的成長預期和對老年成員的養老預期不同,Samuelson[6]認為兒童可以視作家庭儲蓄,當一個家庭中孩子數量越多時,未來可能形成的勞動力就越多,父母對未來生活保障的預期就越好,用于養老保障的儲蓄會相對減少,增加當期消費。同時基于家庭傳統觀念,中國父母在子女身上歷來會傾注更多資源,而曾經實施的計劃生育政策也使得父母更加集中花費家庭資源在少數孩童身上,社會平均育兒成本快速上升。劉娜等[7]對家庭育兒成本研究后發現,二孩家庭育兒邊際成本高于一孩家庭,在孩童撫育成本上并沒有顯現出“規模經濟”,且隨著孩童年齡的增長,育兒的經濟消費會進一步提高。郭易楠[8]也在研究中表示家庭中少兒撫養比和老年撫養比對居民消費的影響方向不一致,少兒撫養比的增加將提升家庭的消費率,老年撫養比的增加會抑制家庭的消費率。因此,提出假設H2:少兒成員比正向影響家庭消費水平。

依據凱恩斯的絕對收入理論,消費能力取決于收入水平,人均收入水平不僅會影響當期消費,還會影響未來消費預期,家庭收入的差異必然對消費產生不同的影響[9]。對于低收入家庭,一方面受到預算約束的影響,非勞動力人口比例的增加意味著有限的收入可能需要負擔更多的家庭開支,即使少兒成員比例上升能夠一定程度上提高家庭對未來收入的預期,但由于低收入家庭本身為育兒提供的經濟支持有限,兒童所獲得的教育資源也相較于高收入家庭更少,父母無法形成對未來生活保障的較高期望,進而促使家庭成員更加節儉,抑制消費以抵御未來可能出現的風險。另一方面,當家庭收入較高時,收入也往往更加穩定,家庭成員能夠對未來經濟狀況做出相對精確的預測,實現財富的最優配置,而低收入家庭的收入不穩定性較強,家庭成員對未來收入缺乏準確預測,會抑制家庭消費傾向,降低消費水平[10]。因此,提出假設H3:少兒成員比和老年成員比均負向影響低收入家庭的消費水平。

近年來,我國人口年齡結構發生了較大的變化,諸多學者在研究中發現,人口結構的差異對于消費結構也存在不同的影響。家庭中老年成員對衣食住行等生活基本需求類的消費有所降低,而對醫療保健的消費需求增長迅速[11]。徐貴雄等[12]利用可加的半參數分位數模型研究發現家庭人口老齡化對家庭平均消費支出具有消極作用,且在醫療保障方面的支出所占比例更高。家庭中少兒成員則對食品和文教娛樂消費方面有著更強的需求。王軍等[13]認為子女數量的增加顯著提高了家庭人均消費水平,減少了家庭預防性儲蓄,提高了家庭消費水平,尤其表現在發展型、享樂型消費支出方面。風笑天[14]也指出家庭少兒人口的增加,會產生額外的撫育、教育、文旅支出。因此,提出假設H4和假設H5。

H4:少兒成員比正向影響食品、文教娛樂消費。

H5:老年成員比正向影響醫療保健消費。

2 實證分析

2.1 數據來源和變量選取

采用北京大學中國社會科學調查中心 “中國家庭追蹤調查”(CFPS)微觀截面數據進行實證分析。數據整理過程中,剔除了核心解釋變量缺失的家庭單位,并比照個人庫和家庭經濟庫,剔除了家庭成員個數不一致的單位。考慮到部分家庭受訪期間可能存在短期收入為負的現象,為保證結果的穩健性,剔除該類家庭單位。最終樣本僅保留家庭人口規模大于1,收入和消費為正值,關鍵變量不缺失的11 196戶家庭作為研究對象。

在此基礎上,參考楊碧云等[15]的方法,選取家庭總消費(lnpce)代表家庭消費水平,以凸顯家庭整體消費特征,契合本文討論家庭人口結構變動對居民家庭消費的影響。基于穩健性要求,考慮設置衡量居民消費水平的另一常用指標為家庭消費率,參考王聰等[16]的方法,將家庭消費率定義為家庭總消費對數與家庭總收入對數的比值。為進一步深入,按照國家統計局口徑,選取消費八大項占家庭總消費的比例作為被解釋變量,研究家庭人口結構對消費結構的影響。

將家庭人口結構作解釋變量,選取家庭少兒比和老年比兩個指標作為代理變量。其中老年比(oldr)為60歲及以上家庭成員數量占該家庭總人口數的比例,少兒比(childr)為14歲及以下家庭成員數占該家庭總人口的比例。為了有效衡量家庭人口結構對消費的影響,本文參照既往研究,從家庭特征、戶主特征、區位特征三個方面選取控制變量。家庭特征變量包括家庭戶籍類型(urban),1表示戶籍為城鎮,0表示戶籍為鄉村;家庭規模(familysize),即家庭總人口數量;家庭收入水平(income),以家庭人均收入額衡量;家庭資產(asset),以家庭凈資產總額衡量。戶主特征變量包括戶主年齡(age)、性別(gender)、婚姻狀況(spouse)、教育程度(edu)和健康狀況(health)。由于在中國家庭追蹤調查數據中并沒有戶主這一項調查,參考齊紅倩等[4]研究,以“財務回答人”識別家庭戶主。區位特征變量按國家統計局劃定標準分為東部(east)、中部(middle)和西部(west)三個區域,使用二值虛擬變量對家庭在該地區賦值為1,否則為 0。變量定義及描述性統計見表1。

表1 變量的定義及描述性統計

2.2 模型設定

在前文理論研究的基礎之上,本文依次引入解釋變量家庭人口結構、家庭特征、戶主特征和區位特征等進行實證分析。設立模型如下:

lnpcei=β0+β1Age_Stri+β2Familyi+β3Headi+β4Locationi+εi

(1)

r_conij=β0+β1Age_Stri+β2Familyi+β3Headi+β4Locationi+εi

(2)

其中,lnpcei代表第i個家庭消費水平,r_conij代表第i個家庭第j項消費支出占比;Age_Stri代表第i個家庭的人口結構,包含老年成員比(oldr)和少兒成員比(childr)兩個指標;Familyi代表第i個家庭的家庭特征;Headi代表第i個家庭的戶主特征;Locationi代表第i個家庭的區位特征。

2.3 家庭人口結構對消費水平影響的實證結果

家庭成員年齡構成對消費水平的基準回歸結果見表2。其中,模型(1)—(3)僅加入了家庭特征控制變量,分別討論老年成員比、少年成員比對消費水平的單一影響及共同影響。模型(4)在模型(3)基礎上加入戶主特征控制變量;模型(5)加入反映家庭區位差別的虛擬變量,為避免出現嚴重的多重共線性問題,僅加入中部和西部地區兩個虛擬變量。

表2 家庭人口結構對居民消費水平的回歸結果

老年成員比無論是單獨對居民消費水平的影響,還是與少兒成員比共同對居民消費水平的影響,均呈現負向顯著性,表明老年成員比的提高,對居民消費水平存在顯著的抑制作用,與假設H1相符。少兒成員比在模型(2)—(5)中對居民消費水平的影響均呈現正向顯著性,表明少兒成員比的提高,對居民消費水平存在顯著的促進作用,這與假設H2相一致。從家庭特征來看,家庭規模擴大,家庭收入提升,家庭資產增加,家庭戶籍為城鎮均對家庭消費水平產生正向影響。其中,家庭收入對消費水平的影響最大,這說明家庭收入是實現消費水平提升的第一動力。從戶主特征來看,戶主在婚、良好的受教育程度和健康的身體狀況都將顯著提升家庭的消費水平。從區位特征來看,西部的消費水平顯著高于東部地區,這主要因為四川省、重慶市、陜西省等相對經濟發達的西部地區回答問卷占總共西部地區問卷數的80%以上,而真正較為偏遠的西部地區,例如新疆、西藏、寧夏、甘肅等地只收到了很小一部分的有效問卷。而成都、重慶、西安等地近年來,經濟發展往往高于全國增速,同時,潘紅虹等[17]學者也在研究中發現西部地區消費率反而略高于東部和中部地區,進一步佐證了這一結果。

2.4 家庭人口結構對不同收入組消費水平的影響實證結果

考慮到收入水平差異對家庭消費的影響很大,本文依據統計年鑒的收入分組標準,將所有家庭的總收入進行排序,由高到低分為五組,如表3所示。老年成員比提高1%分別造成低收入組的家庭消費水平顯著減少0.312個單位,對中低收入以上家庭影響并不明顯。主要由于低收入家庭養老保障水平受限,且平時消費更為節儉,持有較多的貨幣作為預防動機而非用于消費。少兒成員比提高1%將造成低收入家庭消費水平下降0.232個單位,與基準回歸結果相悖。對于低收入家庭,少兒數量的增加意味著撫養壓力的增大,基于滿足未來教育、住房購買等不同需求,會適度減少消費。對于中低收入家庭以上家庭,少兒成員比每提升1%,均會帶來家庭消費水平的提升,但僅在中等收入家庭提升顯著。與假設H3基本相符。值得關注的是,隨著收入水平的提升,城鎮戶籍的家庭消費水平提升更加顯著,表明不同收入水平下,城鄉間消費水平存在異質性。家庭收入水平每提高1個單位,使得中等收入家庭和中高收入家庭消費水平分別上升0.504、0.690個單位,提升作用高于其他三類家庭,說明不同收入水平家庭的收入提高對消費水平的提升存在一定差異。此外,消費的性別差異在高收入家庭中表現顯著,教育程度主要影響中低收入以上家庭的消費水平。戶主健康狀況對高收入家庭影響微弱。

表3 按收入分組的家庭人口結構對居民消費水平的回歸結果

2.5 家庭人口結構對消費結構影響的實證結果

對家庭消費研究的另一個重要因素是家庭各項消費的構成。CFPS數據庫參照國家統計局的標準,將家庭消費支出細分食品、衣著、居住、日用品、交通通信、文教娛樂、醫療保健、其他性消費支出這8類子項。對其進行分類回歸,實證結果如表4所示。老年成員比對家庭醫療保健消費的影響最大,提升作用顯著。其次對家庭的食品、居住消費存在顯著促進作用,對文教娛樂,交通通信、日用品、衣著消費具有顯著抑制作用,且對其他消費作用效果不夠顯著。少兒成員比對食品和文教娛樂存在顯著正向影響,而對交通通信和醫療保健消費抑制作用顯著。與假設H4和假設H5相符。分析導致此種結果主要是由于老年成員身體狀況較差,易發病痛,致使家庭在老年人身上有更多的醫療支出。而對于少兒來說,他們大多身體健康,正處成長教育階段,因此家庭在食品和文化教育、日常娛樂開銷等方面產生更多支出。

表4 家庭人口結構對消費結構的回歸結果

綜合以上的實證結果可以得出:(1)整體來看,少兒成員比促進家庭消費,老年成員比抑制家庭消費,與假設H1和假設H2預期一致。這意味著我國現階段的人口老齡化和低生育率將會抑制消費需求,不利于擴大內需。形成這一現象的原因較為復雜。首先,隨著現代醫療技術的提升,人們的普遍壽命也有所延長,家庭往往會增加儲蓄、減少日常消費以增加養老保障。其次,老年成員身體機能下降,且經過了苦難時期,我國的老年人口形成了節儉的生活方式,即使在經濟狀況普遍改善的今日,他們的消費依然有所克制,更多的收入用于儲蓄。此外,隨著經濟條件的提升和社會文化的進步,人們對子女的養育愈加精心,愿意投入更多財富用于子女培養和教育,因此少兒比的增加會顯著提升家庭消費水平。(2)對于不同收入水平的家庭,家庭成員結構對消費的影響存在異質性。老年成員比和少兒成員比的上升均顯著抑制了低收入家庭的消費水平。并在分組回歸中發現,中低收入及以上家庭卻呈現相反的趨勢,老年成員比依舊抑制消費,但作用效果不顯著,而少兒成員比的上升會刺激家庭消費,尤其對于中等收入家庭正向刺激作用顯著。收入的分配通常取決于對未來收入的預期,一旦非勞動力家庭成員數量增加,會降低低收入家庭對未來收入預期,進而導致當期消費減少。收入較為穩定的家庭,擁有樂觀的收入預期,即使老年成員比增加,也不會過分抑制當前消費,并且基于對子女的撫養意愿,反而會增加消費。(3)家庭少兒成員比的上升顯著增加了家庭食品和文教娛樂消費水平,顯著降低了交通通信和醫療保健消費水平。由于少兒處于成長期,對食物和營養的需求較大,且隨著經濟水平的提高,教育資源的普及,家庭對子代的培養愈發重視。因此,家庭少兒數量占比的提升,會促進家庭在食品消費和文教娛樂消費。(4)家庭老年成員比上升顯著提高了醫療保健和食品消費水平,降低了家庭衣著、日用品、交通通信、文教娛樂消費水平。

3 穩健性檢驗

為確保以上結論的有效性,進一步對模型進行穩健性檢驗。首先,采用替換變量的方法,將家庭消費率作為家庭總消費的替代變量,以考察家庭人口結構對居民消費水平的影響。其次,采用分位數回歸的方法,重新檢驗不同消費層次的家庭,家庭人口結構對居民消費水平的影響。

3.1 替換居民消費水平衡量標準

表5中顯示了家庭人口結構對家庭消費率的回歸估計結果。可以發現,老年成員比對家庭消費率的影響具有負向顯著性,少兒成員比對家庭消費率具有正向顯著性。在其他變量不變的條件下,老年成員比每提高1個百分點,家庭消費率將降低0.005個百分點,少兒成員比每提高1個百分點,家庭消費率將提高0.012個百分點。與表2結論具有一致性,再次論證了本文的假設H1和假設H2成立。

表5 家庭人口結構對消費率的回歸結果

3.2 分位數回歸

家庭微觀數據采用的是截面數據,消費狀況可能存在較大的異質性,更容易受到異方差的影響。考慮到OLS均值回歸雖能有效控制異方差,但目標函數是最小殘差平方和,很容易被極端值影響結果的顯著性。故選擇分位數回歸法[18],使用殘差絕對值的加權平均作為最小化目標函數,分別對家庭消費水平和家庭消費結構進行檢驗,有效降低極端值對結果的影響,使結論更穩健。

家庭成員年齡構成對消費水平的分位數回歸結果如表6,隨著分位數增加,老年成員比的分位數回歸系數由正值下降至負值,且老年成員比的提高更多地抑制了中高及以上消費家庭,抑制效果對高消費家庭更為顯著。少兒成員比的上升對家庭消費呈正向影響,對低消費家庭的促進作用更為顯著。綜上所述,雖然家庭人口結構的變化對于不同消費水平的家庭影響作用存在一定差異,但整體上影響方向與OLS回歸法較為一致。

表6 家庭人口結構對居民消費水平的分位數回歸 N=9 878

家庭成員年齡結構對消費結構的分位數回歸結果如表7。隨著分位數增加,家庭人口結構對消費結構的影響存在異質性。具體來說,老年成員占比在衣著、日用品支出、交通通信和文教娛樂消費的消費存在負向影響。其中,老年成員比的提升對文教娛樂消費的影響程度隨分位數的增加而減弱。老年成員比上升對家庭醫療保健和居住消費的影響為正,且對居住消費的正向影響僅在5/10分位數前顯著。相較于老年成員比,少兒成員比對家庭消費結構的并沒有產生廣泛顯著的影響。少兒成員比對家庭食物消費在各分位數上均存在正向顯著影響,而對于其他幾類消費的影響僅在部分分位數上存在顯著影響。與OLS回歸結果不同的是,少兒成員比對低消費家庭的文教娛樂消費呈正向的顯著影響,而在5/10分位后則呈現負向影響。整體上可以認為,少兒成員比對家庭消費結構影響存在較強的異質性,而老年成員比對家庭消費結構的影響程度更大,分位數回歸結果與前文整體回歸結果較為一致。

表7 家庭人口結構對居民消費結構的分位數回歸 N=9 878

總之,兩種穩健性檢驗所得到的結論與基準回歸的估計結果均基本一致,因此本文結論較為穩健。

4 結 語

文本以中國家庭追蹤調查最新數據庫(CFPS)為基礎,實證研究人口結構變動對家庭消費的影響。結果表明:家庭人口結構對居民消費存在顯著影響。整體來看,少兒成員比的提高促進家庭消費,老年成員比的提高抑制家庭消費。在不同收入的家庭中,老年成員比和少兒成員比的提升,均會對低收入家庭的消費產生抑制作用,少兒成員比的提高對中等收入組產生正向影響,其他各組受到人口結構變動的影響并不顯著。在對消費結構方面,家庭老年成員比的上升顯著抑制了衣著、日用品、交通通信和文教娛樂消費,促進了醫療保健和食品消費;少兒成員比的上升則促進了食品、文教娛樂消費,但對文教娛樂消費的促進作用相對較弱,抑制了交通通信和醫療保健消費。此外,在城鄉對比中發現,城鎮居民對家庭消費水平和消費率的促進作用更大,城鄉存在一定程度的異質性,釋放農村家庭的消費力有更大的提升空間。對此,政府和金融機構應當關注解決中國老齡化問題、制定合理生育政策、破除城鄉體制差異實現消費升級。在東中西對比中發現,我國西部地區核心城市的帶動作用很強,以至于在某種程度超過了中、東部地區,這種跡象表明我國地區差異對消費水平的提升差異很小,已經大大扭轉了之前東部地區的消費水平高于中、西部地區的局面。

基于上述分析,應當從以下方面著手實現家庭的消費升級。(1)聚焦并設法解決中國的老齡化問題,建立健全養老保障制度和體系,減少醫療、經濟、人口結構等給社會造成的空前壓力。在執行層面建立老年幫扶機制,由政府和金融機構聯合宣導,發展更多普惠金融、老年保險信貸產品、現代AI技術等,發展更多的老年產業,吸引老年群體的消費,提升老年群體的幸福感,緩解老年人的預防性儲蓄心理。(2)制定合理的生育政策,給與相應的“減負”政策。目前育齡期婦女很多是獨生子女,面臨養老和育兒的雙重負擔,導致生育愿望下降,而實證結果顯示少兒人口比的增加有利于促進家庭消費。在此文章建議政府有關單位制定合理的減負政策,例如 對家庭獨生子女的職工延長探親假期、延長帶薪產假期限、給予更多的生育補貼。從多維度緩解家庭人口年齡結構對家庭消費品質的作用。(3)削弱城鎮鄉村二元化的差距。加強對公共資源的合理分配,將更多的普惠政策、幫扶政策重點放在農村和貧困落后地區,減少城鄉差距。增加促進消費的因素,增加促進比重小且更潛力的因素,減少抑制消費的因素,才能真正實現家庭成員年齡結構的消長對消費升級的均衡發展,擴大我國內需,促進國內大循環,拉動國家消費。