人口老龄化对中等收入群体扩大的影响研究

宿玉海，李小诚，孙晓芹

(山东财经大学 金融学院，山东 济南 250014)

一、引 言

2020年，党的十九届五中全会提出“十四五”时期“着力提高低收入群体收入，扩大中等收入群体”，以及到2035年“中等收入群体显著扩大”的目标。在建设社会主义现代化强国的新阶段，扩大中等收入者比重，形成“橄榄型”收入分配格局，促进更加公平的发展，是实现全体人民共同富裕取得更明显的实质性进展目标的重要部署。在中国“未富先老”以及“敬老养老”的背景下，老龄化对经济社会和文化发展的影响被不断放大，因此，厘清人口老龄化对中等收入群体规模的影响具有重要的现实意义。

国内外关于中等收入群体的研究主要集中在三个方面：一是如何界定中等收入群体；二是如何测度中等收入群体规模；三是中等收入群体规模的影响因素和扩大路径。

虽然中等收入群体已经引起学界和政府的高度关注，但对于如何界定中等收入群体尚存争议。李强和徐玲认为中等收入群体将收入作为唯一的划分标准；而中间阶层或者中产阶层的界定标准除了收入标准外，还包括财产、职业地位和教育层次等多个维度，是一个综合概念。关于中等收入群体规模的测度方法尚未建立统一标准，学者们一般采用相对标准法和绝对标准法。绝对标准法通过设定一个固定的上下限，收入处于上下限之间属于中等收入群体。相对标准法一般是根据收入分布的中位数来界定中等收入群体，如龙莹和Thurow将中等收入区间设定为收入中位数的75%～125%。

关于中等收入群体规模的影响因素，学者们主要从两个角度进行分析。从宏观因素分析，吴鹏等研究发现技术偏向性劳动收入份额的提升可以有效扩大中等收入群体；庄健关于收入不平等和中等收入群体规模之间的关系进行了考察，发现二者存在明显的负相关关系；还有部分学者分析了人力资本结构和经济增长对扩大中等收入群体比重的作用。从微观因素分析，行业、职业、经验、劳动者受教育水平影响就业和收入，进而影响中等收入者比重。关于扩大中等收入群体规模的路径选择，关键在于“提低”和“稳中”。“提低”是指提高低收入群体的收入水平，使其迈入中等收入行列。“稳中”是指保证中等收入群体规模的稳固性，降低中等收入群体的脆弱性。中等收入群体扩大过程中面临诸多难题，家庭进入中等收入群体后还可能存在退出风险：一是中等收入群体内部收入结构不合理。刘渝琳等从家庭收入结构和家庭人口特征等方面分析了家庭退出中等收入群体的风险决定因素。二是债务杠杆率、失业率和医疗支出的提高也会阻碍中等收入群体规模的扩大和维持。三是现阶段我国养老保险体系的“三大支柱”仍以基本养老保险为主，企业年金的覆盖面并不广泛，商业养老保险发展并不充分，居民参与度不足，养老金替代率难以达到较高水平。因此，如何持续壮大中等收入群体，有效降低中等收入群体的脆弱性，已成为中国当前及未来一段时期不得不面对的考验。

与此同时，我国人口老龄化程度不断加深，第七次全国人口普查数据显示，我国60岁及以上人口比重达18.7%，其中，65岁及以上人口比重达13.5%，按照国际标准，我国已接近中度老龄化社会。人口老龄化的快速与深度发展，导致人口抚养比持续攀升，社会抚养负担不断加重，这预示着“人口红利”正在逐渐消失，经济发展面临增长动力不足的困境。有研究表明，人口老龄化会减少适龄劳动力供给，使生产性活动相应减少。基于以上分析延伸出一个现实问题：人口老龄化是否会影响中等收入群体规模的扩大？如果是，人口老龄化到底是阻碍了还是促进了中等收入群体规模的扩大？以上便是本文后续部分的研究重点。

关于人口老龄化与中等收入群体规模之间关系的相关研究仍处于初步阶段，鲜有文献对二者的关系进行深入考察。只有少数经济学者从老龄化影响家庭收入的角度来侧面分析二者关系。目前我国中低收入家庭仍以劳动收入为主，家庭财产性收入和转移性收入对家庭收入区间上升概率的影响具有不确定性，其他类型收入的影响较小，因此提供生产性劳动获得劳动报酬是家庭收入区间上升的主要推动力。而老年照料会使一部分家庭成员无法进入劳动力市场参加工作，或者需要提前退休以照顾老年父母，这会导致家庭损失部分潜在的劳动收入，从而降低家庭整体的收入水平。养老对于子女家庭而言，显然也需要投入一定的经济成本，且这一成本往往不以货币的形式直接表现出来。朱晨和杨晔研究发现，具有养老负担的家庭，家庭成员倾向于选择低收入工作。也有文献表明，提供家庭养老等形式的非正式照料会从外延边际和集约边际两方面带来机会成本。

二、数据来源、变量选取及描述性统计

(一)数据来源

本文数据来自北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)。CFPS涵盖全国25个省(区、市)(新疆、西藏、青海、内蒙古、宁夏、海南除外)的样本数据。该数据每2年进行一次全国性追踪调查，调查问卷共有社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种类型，涵盖村居、家庭和个人层面的信息，较为全面地反映了中国微观经济发展和社会变迁的状况。CFPS大样本数据具有良好的代表性，可保证本研究的可靠性。

本文使用CFPS2012、2014、2016、2018年的相关数据。其中，有关老龄化方面的信息来自家庭关系库和成人库，家庭收入水平的信息来自家庭经济库，部分控制变量(如少儿抚养比)的信息来自家庭关系库。剔除主要变量存在缺失的样本后，得到2012、2014、2016、2018年有效样本数量分别为9 220个、10 600个、11 736个、10 089个，共计41 645个。

(二)变量选取

1.

借鉴吴鹏和常远的做法，将人均年纯收入中位数的75%～125%作为划分标准，同时，考虑到中国城乡收入差距较大，对城乡家庭分别设立中等收入群体的划分区间。本文因变量设定为家庭收入所属区间的有序多分类变量，当家庭是低收入群体时，=1；当家庭是中等收入群体时，=2；当家庭是高收入群体时，=3。由表1可知，随着近些年来我国经济快速发展和居民收入水平显著提高，我国中等收入群体比例在逐渐提高，但仍然显著低于发达国家的水平(如美国中产阶层比重在70%以上)。

表1 中等收入群体测度区间

2.

本文借鉴汪伟和咸金坤的做法，使用65岁及以上老年人口占家庭总人口的比重作为衡量家庭人口老龄化程度的指标，同时使用家庭老年抚养比进行稳健性检验。在家庭老年抚养比中，老龄人口定义为65岁及以上的老人。

3.

表2 变量定义及描述性统计

三、模型构建、估计结果与稳健性检验

(一)模型构建

本模型设定因变量是可以排序的离散变量，故采用有序多分类Logistic回归(简称有序Logit模型)，有序Logit模型的优点之一是可以计算自变量变动对因变量各分类影响的边际效应。

混合截面有序Logit模型建立在一个潜变量的基础上，关于潜变量的模型设定如下：

(1)

与因变量相对应的是有序变量,。本文假设,取值为1，2，3。其中，,=1表示家庭在年属于低收入群体；,=2表示家庭在年属于中等收入群体；,=3表示家庭在年属于高收入群体。

(2)

其中,、为临界值，且<。

(二)基准结果分析

为避免过拟合和欠拟合，本文采用逐步回归法，运用混合截面有序Logit模型进行实证检验。将老年人口比作为解释变量建立模型一，尝试验证本文推论：当其他条件相同时，人口老龄化程度越高的家庭成为中等收入群体的可能性越小，即人口老龄化对中等收入群体规模的扩大起阻碍作用；模型二在模型一的基础上控制了户主个人特征；模型三进一步控制了家庭特征。模型一至模型三均控制了省份效应和年份效应。

表3中的模型一至模型三是基于CFPS2012—2018年样本回归的结果。模型一中老年人口比的回归系数为-1.054 1，并且在1%的统计水平上显著，说明老龄化对因变量产生显著负向影响。模型二中加入户主层面的控制变量，老年人口比的回归系数依然显著为负。模型三则进一步控制了家庭特征，模型三的伪R增大为0.086 3，模型整体解释能力进一步加强，本文将模型三设定为基准模型。模型三中老年人口比的系数为-0.741 6，在1%的统计水平上显著。根据模型三有序Logit模型的边际效应系数可知，当其他控制变量取均值时，老年人口比每提高1%，家庭是低收入群体(=1)的可能性增加1592，家庭是中等收入群体(=2)的可能性下降3.45%，本文推论得到验证。

表3 基本回归结果

续表3

就控制变量而言，其影响基本符合预期。户主个人特征方面，户主年龄与中等收入群体的关系呈“U”型，这意味着随着户主年龄增加，家庭成为中等收入群体的可能性会显著下降；当户主年龄达到一定水平时，其积累了一定的工作经验和社会资源，有可能实现收入增长。男性户主、户主学历与家庭成为中等收入群体的可能性正相关。户主健康对家庭成为中等收入群体产生消极影响，这可能是因为自评健康存在较强的主观性。户主已婚家庭成为中等收入群体的可能性较小。户主是党员的家庭更可能成为中等收入群体，这可能是因为拥有党员身份更容易获得体制内的稳定工作，从而使家庭收入保持在稳定的中等收入水平。家庭层面，少儿人口比高的家庭成为中等收入群体的可能性越小，且相对于家庭养老压力，抚幼负担对家庭成为中等收入家庭的负面影响更大，这与李超的研究结果一致。家庭规模的回归系数显著为负，一方面，家庭规模的扩大会降低家庭人均纯收入，另一方面，若有新生儿出生，家庭经济负担也会加重、家庭劳动力参与率下降，从而使得收入相应减少，这与刘渝琳等的研究结果一致。家庭失业率、家庭养老保险率和家庭不健康率对中等收入群体扩大起阻碍作用。家庭成员参加医疗保险能有效提高家庭成为中等收入群体的概率，医疗保险能够缓解家庭医疗负担，减轻家庭压力。家庭金融资产和房产价值越高的家庭成为中等收入群体的可能性越大。

(三)稳健性检验

1.

为了进一步检验基准回归结果的稳健性，本文采取如下做法：(1)变换核心解释变量。借鉴已有文献的相关做法，将核心解释变量老年人口比替换为老年抚养比。(2)增加控制变量。家庭收入结构反映了家庭成员收入在不同产业间资源的分配与使用，而在不同产业间的生产率存在差异，因此家庭收入结构可能会影响家庭收入区间的变动。本文通过加入虚拟变量以考察家庭是否从事农业经营和是否从事商业经营对中等收入群体规模扩大产生的影响。(3)变换被解释变量的划分标准。按照Kharas提出的人均日收入10～100美元，根据世界银行公布的购买力平价转换因子(GDP)换算为家庭人均年纯收入作为界定中等收入群体的下限和上限。

从表4的回归结果可知，在变换解释变量和增加控制变量后，核心解释变量的系数仍然显著为负，这进一步验证了本文推论，说明基准回归结果较稳健。在变换被解释变量划分标准后，核心解释变量的系数绝对值显著变大，这可能是因为全国统一的绝对标准划分未考虑地区发展差异，绝对标准划分区间过大导致中等收入群体规模被高估。表4第(6)列中，家庭从事农业经营的系数为负，这可能是因为农业经营活动具有很大的不确定性，农业收入波动相对较大，这与现有研究得出的从事商业经营活动获得利润促使家庭收入区间上升和从事农业经营活动可能会导致家庭收入区间下降的结论一致。

表4 稳健性检验(变换和增加变量)

2.

考虑到我国收入分布呈现右偏、尖峰厚尾的特征，为避免异常值对模型估计结果的影响，对家庭年纯收入在1%分位上的样本点进行双边截尾和双边缩尾处理。表5第(1)(2)列给出了对双边截尾样本和增加控制变量进行有序Logit回归的结果，表5第(3)(4)列给出了对双边缩尾样本和增加控制变量进行有序Logit回归的结果。结果表明，老年人口比的回归系数值和显著性与基准回归结果基本一致，说明基准回归结果依然稳健。

表5 稳健性检验(排除异常值)

3.

家庭收入所属区间和家庭老年人口比可能存在反向因果关系，从而引发内生性问题，导致基本回归结果的不一致性。家庭可能限于收入水平而减少生育数量，在一定程度上影响家庭人口规模，进而对家庭老年人口比产生影响。因此，有必要选择恰当的能够控制内生性问题的回归估计方法以支持本文分析结果的稳健性。参照尹志超和张诚、高秋明和杜创、昌忠泽等的思路，本文选取同一区县的平均老年人口比作为工具变量，对基准回归结果的稳健性进行检验，首先验证了同一区县的平均老年人口比与内生变量高度相关，使用回归方程：

,=+_,+,+++,

(3)

其中，,是内生变量“家庭老年人口比”，_,是工具变量“同一区县的平均家庭老年人口比”，,是与基准回归方程(1)相同的控制变量，,为误差项。估计结果显示(见表6)，同一区县的平均家庭老年人口占比的系数值为0.624，在1%的统计水平上显著，表明工具变量与内生变量存在相关性。此外，一阶段F检验值为218.3，表明不是弱工具变量。

基于工具变量的两个条件都得到满足，本文继续对内生性问题是否存在进行了检验。具体做法是使用杜宾—吴—豪斯曼检验(DBW test)。将方程(3)中所得残差项作为解释变量加入基准回归方程(1)进行回归，残差项系数值为-0.74，并且在1%的显著性水平上拒绝了系数为0的假设，认为基准回归方程(1)存在内生性问题。

根据Angrist和Pischke的研究，使用两阶段方法进行了工具变量法估计。其中，第一阶段方程模型是方程(1)，第二阶段是以一阶段因变量的拟合值替换原方程中内生变量的基准回归形式。Wald检验也表明工具变量是一个合理的工具变量，而不使用IV估计的基准模型具有内生性问题。所得结果见表6。

表6 稳健性检验(工具变量法)

四、异质性分析

(一)东部地区与中西部地区

表7 异质性分析(东部、中西部地区)

(二)沿海地区与内陆地区

表8 异质性分析(沿海、内陆地区)

(三)城镇地区和农村地区

虽然近年来中国城镇化速度加快，但仍然存在较为明显的城乡二元结构。在城乡融合和乡村振兴的发展目标下，有必要考察人口老龄化对中等收入群体规模扩大的影响是否存在城乡差异以及差异大小。按照国家统计局的划分标准，分城镇家庭和农村家庭两个子样本进行回归。为检验分组回归后组间系数差异，本文进行SUEST检验，结果表明，老年人口比的组间系数差异在5%的水平上显著异于0。回归结果见表9。进一步分析有序Logit的边际效果，与农村地区家庭相比，城镇地区家庭老龄化程度对扩大中等收入群体规模的阻碍更大。可能的解释是，近年来我国乡村振兴战略和脱贫攻坚取得显著成果，农村居民收入水平普遍提高，中等收入群体预备军正式迈入中等收入群体行列，相比之下，老龄化程度对农村家庭收入所属区间的负面影响较小。

表9 异质性分析(城镇、农村地区)

五、结论与建议

(一)研究结论

本文通过构建有序Logit模型分析了人口老龄化对中等收入群体规模扩大的影响，并分区域进行了比较。主要结论有：人口老龄化显著降低了家庭成为中等收入群体的可能性，提高家庭老年人口比，会使家庭成为中等收入群体的概率下降，使家庭成为低收入群体的可能性增加。不同地区的人口老龄化对中等收入群体规模的影响存在显著差异，具体而言，与东部地区家庭相比，中西部地区家庭人口老龄化程度对中等收入群体规模的负面影响更大；与沿海地区家庭相比，内陆地区家庭受老龄化的负面影响更大；与农村地区家庭相比，人口老龄化对城镇中等收入群体规模的负面影响更大。

(二)政策建议

首先，加快产业结构升级，实施就业优先战略。人口老龄化与产业结构升级并不是对立的，人口老龄化可以诱发和“倒逼”产业结构升级，要充分利用人口老龄化给产业结构升级带来的机遇。同时，坚持实施经济发展就业优先战略。结合三大产业吸纳就业的特征，制定精准的差异化就业策略。党的十八大以来，在以习近平同志为核心的党中央的坚强领导下，中国共产党人进行了一系列卓有成效的治国理政实践，大大提升了人民的获得感和幸福感。扩大就业容量和提升就业质量是促进中等收入群体发展的有效策略之一，也是实现共同富裕目标的一个实践路径。

其次，立足地区比较优势，制定差异“扩中”策略。针对中等收入群体发展的地区差异，采取差异化的“扩中”策略。充分考虑各区域人口老龄化的现存状况，因地制宜，形成符合区域特点的发展策略，提高中西部地区和内陆地区收入水平，不断缩小区域差距。在农村地区，“扩中”首要任务是让更多的低收入家庭脱贫致富，加入中等收入者行列，促进中等收入群体成长。在城镇地区，“扩中”既要提升中等收入群体比重，还要让更多的中等收入者进入中间、中高收入群体。

最后，完善社会保障体系，提高公共服务质量。充分发挥养老保险“三大支柱”的作用，确保社会养老保险发展的可持续性以及企业年金和商业养老保险的充分性，为中等收入家庭退休成员提供稳定的养老保障，有效降低中等收入群体的脆弱性风险。此外，通过养老服务政策设计缓解家庭养老压力，着重保障重点人群基本养老服务，最大限度地降低人口老龄化对中等收入群体产生的消极影响。