人口老龄化对居民消费率的影响研究

■潘红虹 唐珏岚

近年来，消费逐渐成为中国经济增长的第一驱动力，但与主要发达国家相比，中国的居民消费率仍然偏低，消费对经济增长的基础性作用尚未能充分发挥。更为严峻的是，中国的人口老龄化程度持续加深，对居民消费以及经济增长等方面的不利影响逐渐显现。运用中国2000—2018年省际面板数据进行实证研究，结果显示：人口老龄化会抑制居民消费率的上升，并且对城镇居民消费率的抑制效应大于农村居民；农村居民消费率则随人口老龄化程度的加深呈现先下降后上升的U型关系，并且收入提高可以促进老龄化背景下农村居民消费率的提升。这表明未来随着人口老龄化加剧，当前以城镇居民消费为主体的总体居民消费将受到较大冲击，而农村居民消费将显示出较大潜力。

一、引言与文献回顾

党的十九届五中全会提出“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”，并把坚持扩大内需战略基点、全面促进消费作为构建新发展格局的重要一环。改革开放以来，中国经济取得了长期快速发展，居民消费率却呈现在波动中持续下降的总体态势。1978年到2019年，中国居民消费率从48.78%下降到38.79%，尽管2011年以来中国居民消费率呈现止跌回升态势，但回升幅度较小，仍然处于改革开放以来较低阶段，与英国、美国等国相比存在近30个百分点的差距。从世界主要发达国家的经验来看，只有消费在经济发展中发挥较大作用，才能保持经济的长期稳定发展。在中国居民消费率持续降低的同时，中国的人口年龄结构也发生了重大变化，人口老龄化趋势不断增强。自2000年进入人口老龄化社会以来，中国人口老龄化呈现加速度发展趋势，2019年中国65岁以上老年人口占比为12.57%。在人口老龄化背景下全面促进居民消费，成为新发展阶段中国加快构建新发展格局，实现高质量发展和高品质生活的重要任务之一。

关于人口老龄化对居民消费的影响，国内外学者已经开展了不少相关研究。第一种观点认为，人口老龄化会促进居民消费。Modigliani和Brumberg、Leff较早研究了人口年龄结构和居民消费的关系，认为老年时由于没有收入会消费倾向较高，符合生命周期假说。［1］［2］Masson等、Erlandsen和Nymoen认为随着人口老龄化程度加深，社会消费总量会增加。［3］［4］也有一些国内学者认为人口老龄化对居民消费具有促进作用。［5-7］第二种观点认为，人口老龄化会抑制居民消费。有研究认为人口老龄化加深会减少居民消费，甚至使政府预算支出发生大幅度变化。［8］［9］刘雯、沈继红也研究认为人口老龄化会抑制居民消费，老年人口比重上升与居民消费率负相关。［10］［11］第三种观点认为，人口老龄化与居民消费之间的关系存在异质性。在人口老龄化发展的不同阶段，人口老龄化对居民消费的影响方向及效应大小会发生变化。［12］生命周期消费理论在中国只适用于城镇地区，并不适用于农村地区。［13］第四种观点认为，人口老龄化对居民消费没有影响。Ram，Wilson的实证研究否定了人口年龄结构和消费存在相关性。［14］［15］李文星等、李魁等也研究发现，人口老龄化对居民消费影响不显著。［16］［17］从已有关于人口老龄化影响居民消费的研究成果来看，国内外学者主要依托生命周期理论及其后续修正模型进行了大量实证研究，由于不同学者的研究角度、研究方法、数据指标选择等存在较大差异，尚未得出一致的结论。

在中国人口老龄化程度不断加深的背景下，厘清人口老龄化与居民消费率的关系，把握人口老龄化社会背景下居民消费率的变动规律，对于当前中国扩大消费、促进内需具有重要意义。中国的居民消费率持续下降，是否与人口老龄化的演变具有紧密关联，其影响程度和效应如何？在人口老龄化社会背景下发挥消费对经济增长的基础性作用，扩大消费尤其是扩大居民消费需要注意哪些问题，如何应对?本文将基于已有研究框架，深入探讨人口老龄化对社会总体、城镇、农村居民消费率的影响，并进一步研究人口老龄化对居民消费率的非线性影响，以及收入在其中的调节作用，以更好地剖析人口老龄化对居民消费率的全面影响，并相应地提出在人口老龄化社会背景下扩大居民消费的相关对策建议。

二、机理分析与理论假设

人口老龄化主要通过影响社会总产出进而影响社会整体消费水平。由于人口老龄化是一个长期更替的过程，人口老龄化对居民消费的影响可能还存在非线性影响。另外，人口老龄化对居民消费率的影响，还存在收入的调节效应。

人口老龄化意味着社会老年人口占比上升，劳动年龄人口占比下降，使得社会劳动力数量不足，将直接造成社会总产出和人均产出长期水平的下降，从而制约社会整体消费水平的提升。［18］［19］人口老龄化不仅会导致参与社会生产的劳动力数量不足，还会使得劳动年龄人口总体年龄结构偏老，制约劳动生产效率和社会创新能力的提高，也会在一定程度上影响社会总产出水平的增长。［20］［21］此外，随着人口老龄化程度的增加，社会总抚养负担加重，国民收入中用于养老医疗、文化休闲等方面的非生产性消费支出将增加，在国民收入保持一定水平的时候，生产部门的投资资金将减少，会对社会总产出的长期增长形成制约，从而对社会整体消费水平的提升产生抑制作用。

基于上述分析，提出理论假设1：老年人口占比与居民消费率呈负相关关系。

根据刘易斯二元结构理论，在发展中国家农业经济体系和城市现代工业体系两种体系长期并存，且城乡之间在就业机会、生产效率、居民收入等方面存在较为明显的差距。中国的城乡二元结构由来已久，城镇居民年轻时收入水平普遍高于农村居民，因此消费水平也高于农村居民。但是当年老以后，城镇居民达到退休年龄主要以养老金为生，收入水平锐减，消费水平下降；农村居民即使达到退休年龄在身体允许的情况下仍然会通过务工或者种植继续获取收入，以最大程度降低收入减少对消费的影响。由此可以认为，由于城镇居民在年老时候与年轻时候的收入差距明显大于农村居民，所以人口老龄化对居民消费的抑制效应会表现为城镇高于农村。

基于上述分析，提出理论假设2：城镇老年人口占比对居民消费率的抑制效应大于农村。

根据传统消费理论，收入是决定居民消费的决定性因素。西方经济学者从不同视角证明了收入对于消费的重要影响。长期以来，中国居民消费需求不振，与劳动者报酬占国内生产总值的比重偏低有关。收入提高有助于减少居民的谨慎消费动机，提升居民的消费能力和消费意愿，对居民消费具有重要的促进效应。

基于上述分析，提出理论假设3：居民人均可支配收入与老年人口占比对居民消费率的影响存在正向调节效应。

三、实证检验：基于省级面板数据的经验研究

（一）模型建立

为了全面考察人口老龄化对居民消费率的影响，本文从全国、城镇、农村三个维度分别构建基准模型，以检验人口老龄化对居民消费率的影响。本文基于2000—2018年全国省、自治区、直辖市（由于数据缺失原因，去除西藏）的省际面板数据，选取相关变量构建人口老龄化影响居民消费率的面板数据模型。

人口老龄化影响居民消费率的基准模型设定如下：

其中，Cr为居民消费率，Ucr和Rcr分别表示城镇居民消费率和农村居民消费率。Er为老年人口占比，Uer和Rer分别表示城镇老年人口占比和农村老年人口占比。X为控制变量，α为个体效应，εit为随机扰动项。

考虑人口老龄化可能对居民消费率的影响存在非线性效应，在基准模型右边进一步增加老年人口占比的二次项，基准模型拓展如下：

进一步考察收入在人口老龄化影响居民消费率中的作用，在基准模型右边引入老年人口占比和居民人均可支配收入的交互项Erit×lnincit，基准模型拓展如下：

其中，Erit×lnincit为老年人口占比和居民人均可支配收入的对数的交互项，其余变量解释同基准模型一致。

（二）变量设定

本部分数据来源于《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》、Wind咨询数据库、Choice金融终端等，共计得到2000—2018年中国30个省市（数据缺失原因，去除西藏）的面板数据。

1.被解释变量。在总体样本、城镇样本、农村样本模型中，分别选取居民消费率、城镇居民消费率、农村居民消费率作为被解释变量，分别指居民消费支出总额、城镇居民消费支出总额、农村居民消费支出总额占国内生产总值的比重。

2.解释变量。在总体样本、城镇样本、农村样本模型中，分别选取老年人口占比、城镇老年人口占比、农村老年人口占比作为核心解释变量，分别指总体样本、城镇样本、农村样本中65岁及以上老年人数量占所有人口数量的比重。同时，本文选取老年抚养比、城镇老年抚养比、农村老年抚养比作为老年人口占比、城镇老年人口占比、农村老年人口占比的替代变量进行稳定性检验，分别是指总体样本、城镇样本、农村样本中65岁及以上老人数量与15-64岁劳动年龄人口数量的比例。

3.控制变量。少儿人口占比：小于或等于14岁人口占所有人数的比重，在总体样本、城镇样本、农村样本模型中，分别采用少儿人口占比、城镇少儿人口占比、农村少儿人口占比指标；居民人均可支配收入：在总体样本、城镇样本、农村样本模型中，分别采用居民人均可支配收入、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入作为指标，采用其对数值来测量；城乡居民人均收入比值：城镇居民人均可支配收入除以农村居民人均可支配收入的比值；城镇化率：城镇常住人口占总人口的比重；通货膨胀率：消费价格指数的增长率；实际利率：一年期名义存款利率减去通货膨胀率；工业化发展水平：工业总产值占GDP比重；民生性财政支出占比：医疗卫生支出、教育卫生支出、社会保障和就业支出三者之和占一般性财政支出的比重。

（三）变量描述性统计

模型主要变量的描述性统计见表1。对模型解释变量进行相关性检验，显示解释变量之间的相关性较小，排除了解释变量之间存在多重共线性的可能，表明模型解释变量选取较为合理。

（四）实证结果分析

本文运用STATA15.0进行Hausman检验，得到P=0.000，因此本文主要采用固定效应面板模型进行实证研究。

1.人口老龄化与居民消费率的关系。根据理论模型的设定，首先就人口老龄化对居民消费率的影响进行基准模型回归，表2给出了基础模型回归结果。根据回归结果可以得出，人口老龄化对居民消费率、城镇居民消费率、农村居民消费率都有显著的抑制效应。

从总样本回归结果来看，人口老龄化对居民消费率具有显著的抑制效应。根据回归系数，老年人口占比每提高1个百分点，居民消费率将下降0.523个百分点。分城乡来看，城镇和农村人口老龄化对居民消费率的影响方向虽然一致，但是城镇居民消费率受人口老龄化影响的抑制效应比农村更大，是农村的近2倍。这可能是由于城镇居民相对来说工资收入水平更高，而到老年以后由于退休工资收入锐减，导致消费水平出现较大程度的下降，另外市场上老年商品和服务供给不足也是造成老龄化社会城镇居民消费率下降的重要原因。而农村居民的收入来源主要是进城务工或者土地耕种，并且农村居民并不存在明显的退休时间界限，只要身体健康，老年以后仍然可以种地获得收入或生活物资，因此农村居民年老时与年轻时的收入差距比城镇居民要小，体现为城镇人口老龄化对居民消费率的抑制效应要大于农村。

2.人口老龄化与居民消费率的非线性关系。为了检验人口老龄化对居民消费率的非线性影响，在总样本、城镇样本、农村样本的基准模型中，分别追加核心解释变量老年人口占比、城镇老年人口占比、农村老年人口占比的平方项，回归结果见表3。结果显示，总样本的回归系数为负，且在5%水平上高度显著，但二次项系数不显著；城镇样本的一次项和二次项回归系数均不显著，说明不存在非线性效应。农村样本的一次项和二次项回归系数均显著，并且一次项为负，二次项系数为正，说明人口老龄化对农村居民消费率的影响存在U型关系。在人口老龄化初期阶段，农村居民消费率随人口老龄化的增加而降低；而当人口老龄化达到一定程度之后，农村居民消费率则随之上升而上升。究其原因，可能在于，农村老年消费市场发育较晚，随着人口老龄化程度的加深，农村老年消费市场需求大幅度增加，农村老年消费市场逐渐发展成熟，农村居民消费率也随之上升。

表1 变量定义及其描述性统计

根据农村非线性回归模型方程，对核心解释变量农村老年人口占比rer求导，得到0.044rer-0.763，即为农村人口老龄化对农村居民消费率的影响效应。可见当农村人口老龄化程度较低时，人口老龄化对农村居民消费率的影响以负向抑制效应为主。当求导结果为0，rer=17.34时，即为人口老龄化对农村居民消费率的影响拐点。在此之前，农村人口老龄化对农村居民消费率的影响以负向抑制效应为主；在此之后，农村人口老龄化对农村居民消费率的影响开始显示为正向促进效应。结合农村老年人口占比这一解释变量的描述性统计分析，样本最大值为21.53%，最小值为4.14%，而均值仅为9.86%，可知目前大部分样本的人口老龄化程度都小于拐点值17.34%，农村人口老龄化对农村居民消费率的影响主要表现为负向抑制效应。

表2 人口老龄化与居民消费率的关系：固定效应回归

表3 人口老龄化与居民消费率的非线性关系：固定效应回归

3.收入对人口老龄化影响居民消费率的调节效应。为了进一步检验收入在人口老龄化对居民消费率的影响中所发挥的调节作用，本文在总样本、城镇样本、农村样本的基准模型中，分别追加老年人口占比与居民人均可支配收入对数交互项、城镇老年人口占比与城镇居民人均可支配收入对数交互项、农村老年人口占比与农村居民人均可支配收入对数交互项，回归结果见表4。根据回归结果，在总样本和城镇样本中，交互项对居民消费率的回归系数均不显著，农村样本则显著为正，表明农村居民可支配收入增加可以提高人口老龄化对农村居民消费率的边际影响效果，即农村居民人均可支配收入对数值每提高1%，人口老龄化对农村居民消费率的边际影响效果会上升0.14个单位，也意味着人口老龄化对农村居民消费率的负向抑制效应会减少0.14个单位。

表4 收入对人口老龄化影响居民消费率的调节效应：固定效应回归

在农村模型中，对核心解释变量农村老年人口占比rer求导，得到-1.43+0.14Lnric，即为人口老龄化对农村居民消费率的整体影响效应。当求导结果为0，Lnric=10.21时，即为农村人口老龄化对农村居民消费率的影响效应拐点。因此，当农村居民人均可支配收入对数值小于10.21时，农村人口老龄化对农村居民消费率的影响为负，反之为正。根据农村居民人均可支配收入对数的描述性统计分析，样本最大值为10.23，最小值为7.23，均值为8.62，即当前大部分农村样本居民人均可支配收入水平未到达拐点，收入关于人口老龄化对农村居民消费率的正向促进效应尚未充分显现。

4.稳健性检验。本文采用替换核心解释变量的方法来讨论模型的稳健性。在具体处理过程中，将老年人口占比变量替换为老年人口抚养比变量对模型重新回归，表5给出了替换核心解释变量后的模型回归结果。从回归结果来看，核心变量的回归结果、方向和基准模型回归结果基本保持一致，并且回归系数也都相差不大。因此，基准模型的回归结果可以被认为是稳健的。

表5 人口老龄化与居民消费率的关系：固定效应回归（稳健性检验）

进一步，本文采用面板2LSL对模型的内生性进行检验，采用人口老龄化的滞后一阶作为工具变量。回归结果见表6。从主要回归结果可以看出，不同分组情况下，2LSL回归结果和原始模型回归结果基本一致，即人口老龄化和居民消费率之间呈显著负相关关系。

表6 人口老龄化与居民消费率关系的内生性检验

四、结论与启示

本文主要采用固定效应面板模型就人口老龄化对居民消费率的影响进行实证分析，主要结论如下:（1）人口老龄化对居民消费率、城镇居民消费率、农村居民消费率都具有显著的抑制效应，并且分城乡来看，人口老龄化对城镇居民消费率的抑制效应大于农村。（2）人口老龄化对农村居民消费率的影响存在U型非线性关系，在拐点之前，人口老龄化对农村居民消费率的影响为负；拐点之后，影响为正。（3）农村居民人均可支配收入增加关于人口老龄化对农村居民消费率的影响具有正向调节效应。

本文研究表明，人口老龄化对居民消费率总体表现为抑制效应，这并不符合经典的生命周期理论。可能是因为在现实生活中，预防性储蓄、不确定性冲击以及遗赠动机的存在都会影响老年人的消费决策，使得老年人倾向于增加储蓄、减少消费，从而使人口老龄化对居民消费率的影响效应相对生命周期假说的预期效应产生偏移。此外，我国城乡二元结构的存在，使得人口老龄化对城乡居民消费率的影响产生异质性。对于城镇而言，工业化已经发展到一定程度，第三产业也较为发达，城镇居民通过消费基本能充分享受经济发展成果，但是在职与退休后的收入差距使得人口老龄化对城镇居民消费率的抑制效应更大。农村相对来说经济发展水平更低，在农业产业化、居民收入提升、消费设施和消费渠道现代化方面仍有较大的进步空间，农村居民消费潜力尚未得到充分释放，因此随着未来农村经济发展水平和农村居民收入水平的进一步提升，人口老龄化对农村居民消费率的影响可能由负转正，从U型曲线左半边的负相关跨越到右半边的正相关阶段。

一是要警惕人口老龄化导致城镇居民消费率下滑，造成经济增长消费动力不足。从2000年中国进入人口老龄化社会以来，中国居民消费率经历了连续多年的下降，近年来呈现回稳反弹态势。分城乡来看，城镇居民消费率与总体居民消费率走势基本一致；农村居民消费率则呈现持续下降趋势，近几年有所企稳。但是根据前文实证结果，随着人口老龄化程度进一步加深，人口老龄化对居民消费率的抑制效应将逐步显现，并且对城镇居民消费率的抑制效应大于农村。从现实来看，2000—2018年城镇与农村居民消费支出之比已经从2.01上升到3.67，城镇居民消费成为居民消费的主要组成部分。如果人口老龄化引起城镇居民消费率大幅下降，将造成居民消费率下降并导致最终消费率下滑。

二是要充分重视农村消费市场，农村是未来老龄化社会背景下扩大国内消费的主要潜力所在。根据实证结果，农村居民消费率会随着农村人口老龄化程度加深呈现先下降后上升的U型反转，拐点值为农村老年人口占比为17.34%。2000—2018年，农村老年人口占比从7.36%上升到13.84%，如果按照这个人口老龄化年均速度继续发展，预计农村人口老龄化程度将在2025年达到拐点值17.34%。而由于现实中近年来人口老龄化呈现加速发展趋势，并且农村居民收入水平也随着经济发展趋于提升，叠加收入关于人口老龄化影响农村居民消费率的正向调节效应，人口老龄化对农村居民消费率的正向促进效应将在2025年前体现。因此，应顺应人口老龄化对农村居民消费率的影响规律，积极加快发展农村老年消费市场，加大老龄产品和服务的有效供给。

三是要更加注重城乡收入分配公平，减少城乡居民收入差距过大造成的城乡居民消费不均等现象。从实证结果来看，在老龄化社会背景下，收入对于提升农村居民消费率具有正向促进效应，但是对于提升城镇居民消费率影响不显著，说明在扩大消费方面提升农村居民收入水平比提升城镇居民收入水平更为有效。