摘要：利用中国家庭追踪调查(CFPS)2016年的调查数据，在基准回归的基础上考虑扩展的分位数回归，实证分析中国人口年龄结构对居民家庭消费的影响. 研究发现：抚幼负担整体上对家庭发展型消费占比影响成反向作用，但从分层考虑，显著促进了低消费能力家庭消费升级，对中高消费能力家庭发展型消费占比起负向作用；人口老龄化显著促进家庭消费升级，但从不同消费层次看，通过增加医疗保健比重，仅对高消费能力家庭消费升级具有促进作用，而对医疗支出弹性较小的中低收入家庭起反向作用.
关键词：人口年龄结构；CFPS2016；老龄化；抚幼负担；消费结构；居民家庭消费
当前老龄化加剧，逐渐成为世界性问题. 一般认为，65岁及以上人口比例在7%以上为老龄化社会，14%以上为深度老龄化，20%以上为超级老龄化.[1]中国1982年65岁及以上人口占比仅为4.9%，2001年占比超过7%进入老龄化社会，2017年占比达11.4%，根据联合国的预测，中国将用约22年，即于2023年前后进入深度老龄化社会，再10年后即2033年前后进入超级老龄化社会，2050年达30.0%，届时每3.3个中国人中将有1个65岁以上的老人，老龄化速度前所未有.[2] 改革开放初期，依靠人口红利推动我国经济取得了飞跃发展，但人均水平与世界发达国家相比仍有较大差距. 但当前人口老龄化的提前到来，致使我国“未富先老”，逐渐成为世界上养老负担最重的国家，严重抑制了社会发展. 另外，随着二胎政策的放开，家庭抚幼负担也成为人们关注的热点. 但二胎政策放开后效果远不如预期，生育堆积效应逐渐消退，2018年出生人口同比下降了13%. 根据国家统计局公布的数据来看，我国当前总和生育率已低于1.5，不仅远低于2.45的全球平均水平，还低于1.67的发达国家水平.[2] 由于不同年龄阶段对消费的需求不同，因此年龄结构的变化必然对消费结构均会产生显著影响. 基于此，本文从人口结构改变中的突出问题老龄化、抚幼负担出发，探究对家庭消费的影响. 选用2016年中国家庭追踪调查数据(cfps)，实证分析老龄化、抚幼负担对家庭消费的影响，并在此基础上增加分位数回归，以期反映整个样本分布的全貌.
1 文献综述
不同年龄阶段人群的消费倾向、消费能力、消费习惯等存在较大差别. 根据国家统计局数据[2] ，从消费能力分布来看，35～60岁之间最具消费能力，而老年群体和未成年群体消费能力较低，相应差异最终反映在消费结构和消费水平上. 人口年龄结构的变化不断改变着社会经济的发展，尤其是对居民医疗、教育、吃穿住行消费支出的影响. 另外，少儿抚养比加大，通常表明人口规模将加大，居民消费随之增多. 短期内，家庭抚养负担加重，抚养型消费支出加大，居民消费率增加.
关于人口年龄结构的研究，国外早于国内，主要研究方向为家庭年龄结构对经济增长、居民储蓄等方面，很少直接研究人口年龄结构变化对家庭消费的影响. 如Modigliani等1954年提出生命周期理论，将年龄因素引入到消费结构中，并于1966年利用跨国横截面数据研究得出少儿人口和老龄人口与储蓄率成负相关系，证实了生命周期理论的适用性.[3]Fry and Mason 在生命周期理论和抚养负担的基础上，提出抚养负担与储蓄的“可变增长效率”模型，被应用到检验“储蓄率是抚养负担的减函数”的结论.[4]Culter则在新古典拉姆奇模型中引入老龄化对实际消费人口支持率的影响，研究老龄化对消费的影响，发现抚养负担增加的初期，消费增加，之后由于老龄化，消费减少，最终稳态水平低于初始水平.[5]
随着国家一系列生育政策的出台，我国人口结构也在发生着巨大变化，影响着社会的各个方面，因此，越来越多的学者开始关注. 李春琦、张杰平等利用动态宏观经济分析模型，考察了人口结构变化对居民消费的影响，结果表明少儿抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有负影响.[6]王宇鹏通过建立人口老龄化与平均消费倾向关系的理论模型，实证得出老年人口抚养比越高，城镇居民平均消费倾向越高；少儿抚养比则对城镇居民平均消费倾向影响不显著.[7]朱勤等通过定量测度和模拟分析，结果表明中国居民消费模式总体上呈现比较显著的年龄特征，人口规模变化对中国居民消费变动的影响远小于人口结构变化.[8]李超等通过构建两世交替模型，实证得出抚幼负担对家庭教育投资有显著负效应，老龄化显著降低了我国家庭人力资本投资水平及其占家庭总支出的比重.[9]赵周华等利用灰色关联模型实证分析了内蒙古、江苏两样本，发现两地区人口老龄化与居民消费结构变动之间存在显著的地区差异和城乡差异.[10]汪伟等运用中国家庭追踪调查(CFPS2012)数据实证检验了人口老龄化带来的消费结构变动情况，相比于城镇地区而言，人口老龄化的消费结构升级效应在农村地区表现得更为强烈.[11]
总体来说，现有文献大多都是研究人口结构变化对居民储蓄和经济增长的影响，直接研究人口年龄结构对研究家庭消费影响的相对不足，且研究方法通常从样本整体着手，难以反映整个样本条件分布的全貌. 基于此，本文以CFPS微观数据为基础，采用分位数回归，因为其系数估计比OLS回归更稳健，且可以有效反映整个条件分布的全貌.
2 计量模型的构建与数据来源说明
2.1 变量指标
2.1.2 核心解释变量人口年龄结构childratio和oldratio分别表示家庭人口年龄结构中0～15岁儿童占比和65岁及以上人口占比；X表示一系列控制变量，参考已有研究选取7个控制变量：
2.1.1 被解释变量 家庭消费结构y，本文选取家庭消费中发展型或享受型消费支出指标. 随着人们生活水平不断地提高，家庭消费结构也随之发生较大变化，从早起的解决温饱，到小康社会背景下家庭消费中基本衣食住行占比不断下降，医疗、教育、交通通讯等支出比重不断提高，消费升级. 在现有文献中，最粗略衡量消费结构的指标为恩格尔系数，系数的下降意味着消费结构的升级. 绝大多数研究都将医疗保健、文教娱乐、交通通讯以及其他商品和服务消费支出占比的增加定义为消费结构升级[12].
抚幼负担不利于家庭消费升级，相关解释变量系数显著为负，系数用公式exp(b)-1换算可以发现，家庭幼儿比每增加1单位，对应将挤占家庭发展型或享受型消费支出的占比为6.5单位左右，支持了子女数量与质量的替代理论[8]；进一步对家庭医疗保健消费支出、文教娱乐消费支出、交通通讯消费支出进行分析，得出抚幼负担降低了家庭发展型消费支出占比，主要由于幼儿对医疗保健、交通通讯支出占比很少，影响系数分别为-0.0633和0.0116，当前还是以衣食住行支出为主.
1)受教育程度(high_edu) 相关研究发现受教育程度不同，消费态度及收入均存在差别，受教育水平越高越倾向于多样性消费. 本文选取家庭成员最高学历作为衡量指标，其中将学历分为8个等级，其中1=文盲/半文盲，2=小学，3=初中，4=高中，5=大专，6=大学本科，7=硕士，8=博士.
3)家庭人口规模(p) 通常家庭人口规模越大，消费支出也越大，但对消费结构的影响有待进一步检验.
2)家庭户籍(hk) 考虑到城乡收入差距以及生活习性不同，故引入二元变量cz，0表示农村户籍，1表示城市户籍.
此次计算研究显示，实验组中风后吞咽障碍患者吞咽水平、护理满意度评分与参照组数据比较，差异有统计学意义（P＜0.05）。
4)家庭金融资产规模(finance) 一般家庭金融资产越多意味着边际消费倾向越低.
5)家庭人均收入(income) 家庭人均收入越高，通常消费倾向越大.
（4）实施指定邮轮的免签证制度。尽管我国已经开始实行多点挂靠等通关便利化举措，单是目前邮轮旅客免签证政策也只试用于上海和厦门两个邮轮港口，因此，如果想从根本上实现航线邮轮通关运营便利化，首要任务就是进一步推行与亚洲航线国家的签证互免证，从而促进国内以及亚洲范围内的邮轮市场迅速发展与壮大。建议学习日本经验，实施“船舶观光登陆许可制度”，在确保不破坏中国基本签证政策的基础上，对邮轮乘客给予一段时限的免签，最大幅度保障邮轮旅客的签证方便，这有利于吸引更广阔的市场资源。
2014年11月下发的《北京市基础教育部分学科教学改进意见》，明确提出小学语文、数学、英语、科学、品生（品社）有不低于10%的学时用于开展校内外结合的学科实践活动。自此，北京市许多学校开始了学科实践活动课程的探索与实践。笔者以为，学校尤其是小学，开展学科实践活动课程一定要有明确的规划及与之相匹配的活动设计。
7)健康状况(health) 健康状况不仅会影响家庭收支，同时对家庭发展型消费中的医疗保健消费有较大影响.
2.2 模型构建
该模拟试验系统可进行掘进机机身位姿测量试验、不同形状断面自动截割轨迹规划模拟试验、掘进机智能控制试验等。
6)家庭总消费支出(totalexp) 通常情况下家庭总消费越多，发展型消费支出比重越大.
2.2.1 模型构建分析人口年龄结构担对家庭消费的影响：
yi=αi+β1childratioi+β2oldratioi+δXi+εi
(1)
2.2.2 分位数回归 基准回归着重考虑解释变量对被解释变量条件期望的影响，实际上是均值回归，很难反映整个条件分布的全貌，而且回归结果很容易受到极端值的影响. 而分位数回归(Quantile Regression)是对以古典条件均值模型为基础的最小二乘法的拓展，利用解释变量的多个分位数(例如十分位、五十分位、百分位等)得到因变量条件分布的相应分位数方程. 相对而言，对随机误差的分布不做任何要求，不仅可以度量回归变量在分布中心的影响，而且还可以度量在分布上尾和下尾的影响，因此有较好的估计效果，可以更详细地描述变量的统计分布，其系数估计更稳健，对于数据中出现的异常点具有耐抗性，并且估计出的参数具有在大样本理论下的渐进优良性[13]. 故本文在基准回归的基础上，采用分位数回归模型，深入考察家庭年龄结构对消费分层的影响. 分位数回归模型如下
(2)
其中，为解释变量向量Xi决定的Yi条件位数，εiθ为误差项，其中θ代表特定值，其区间为(0，1).
2.3 数据来源
本文数据样本来源于中国家庭追踪调查数据(CFPS)2016年调查数据[注]http：//opendata.pku.edu.cn/dataset.xhtml?persistentId=doi：10.18170/DVN/45LCSO，主要选用家庭消费、收入、家庭人口年龄结构等方面的数据，删除不适用和无效问卷结果后得到12908个有效样本，表1给出数据相关描述性统计结果.
表1相关变量及其描述性统计
VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxhealth129085.7841.14417lnfinance_～t129087.1594.77016.118lnfincome1～r129089.4921.0560.91615.251p129083.6681.87119high_edu129082.1721.35806hk129080.3310.47101childratio129080.1250.16700.833oldratio129080.1470.28801lntotalexp1290810.7420.9325.70415.464income1290859524.8613000008340000lnpce1290810.4011.376015.342lnincome1290810.451.108015.936lnexp1290810.0721.168015.32fz129080.3070.19301
3 实证分析
3.1 人口年龄结构与家庭消费：基准回归分析
首先对人口年龄结构转变影响消费结构变动做基准回归(见表2)，可以看出：
此外,根据式(4)和式(5),二极管导通压降VD也是影响压电能量俘获效率的一个主要因素。降低VD也可有效提高电路的能量俘获效率。
人口老龄化总体上促进家庭消费结构升级. 该解释变量系数为0.0128且显著为正，但根据进一步对医疗保健消费、文教娱乐消费和交通通讯消费支出的回归结果可以发现，人口老龄化对发展型消费占比的影响主要表现在增加医疗保健消费支出，影响系数为0.109. 当前老年群体病发症状较多且医疗价格贵，更多支出用于医疗，经济相对富裕的，愿意增加保健品消费支出. 而对文教娱乐、交通通讯等发展型消费支出占比提升起相反作用，说明当下我国公共健康医疗发展还不够完善，面临发展不平衡、不全面等问题，医疗保健支出占据了老年群体消费很大比重，挤压了其他发展型消费支出. 老龄化带来的消费升级也是低层次的，要推动老龄化带来的消费升级应首先健全我国公共健康医疗机制，提升消费升级质量.
表2基准方程回归结果
VARIABLESfzmedreecrtrcorchildratio-0.0670-0.06330.00788-0.0116oldratio0.01280.109-0.0430-0.0530health-0.0119-0.01820.001640.00466high_edu0.00904-0.003540.01020.00236lnfinance_asset-0.00180-0.003400.0009730.000622lnfincome1_per-0.0297-0.0229-0.01160.00482p0.0112-0.002210.007390.00604hukou_-0.0213-0.01120.00428-0.0145lntotalexpense0.01330.02210.0109-0.0198Constant0.4800.2380.02030.222Observations12,90812,90812,90812,908R-squared0.0560.1110.0630.083
注：表明在1%显著水平下通过检验，表明在5%显著水平下通过检验.
3.2 人口年龄结构与家庭消费：分位数回归分析
总体来看，分位数回归结果说明，抚幼负担对家庭发展型消费占比影响显著，且随着分位数从高到低影响逐渐减小. 从表3可得，对于低消费群体提升了家庭发展型消费支出占比，相关影响系数为0.0242且显著为正，主要原因可能由于低消费家庭消费能力相对不足，抚幼比提高必然带来教育开支的增加，在总体消费结构不变的情况下，会提升家庭的发展型消费占比. 从50分位和75分位分析结果来看，抚幼负担对家庭发展型消费的影响系数显著为负，分别为-0.0376和-0.108，说明中高收入家庭抚幼负担降低了家庭发展型消费支出占比，且随着收入的增高，相关系数绝对值成增加状态，这与基础性回归回归结果一致，说明对于我国大多数家庭，抚幼成本主要在衣食住行等基础性支出方面.
根据岩心观察和测井曲线的对比可以发现，埋深较大的储层裂缝与储层电性响应特征之间存在下述关系：①深浅侧向电阻率间一般具有明显的差异；②高角度缝双侧向曲线表现为正差异，水平缝、层理缝和溶孔表现为负差异；③砂岩井段井径扩径，也是地层存在裂缝的反映；④高声波时差、声波周期跳跃等现象也是裂缝发育的一些明显特征。
老龄化整体提升了家庭发展型消费支出占比(整体回归结果影响系数为0.0128显著为正)，促进了我国消费升级. 但从不同消费能力层次看，低消费能力家庭即25分位相关回归系数为-0.0179显著为负，表明老龄化降低了发展型消费的占比，但随着家庭消费能力的上升影响会逐渐降低；从75分位回归结果来看，相关回归系数为0.0430显著为正，说明对于高消费能力家庭，老龄化率提升促进了家庭发展性消费占比，表明当前消费能力处于中低水平的家庭主要还是衣食住行等基础性消费. 通常老年群体随着年龄的增加，生病几率也慢慢变高，对文教娱乐、交通通讯等的支出需求相对较小，更倾向于增加医疗保健消费支出. 受限于消费能力低，加上生活习惯，中低水平消费能力家庭，就医及时性和健康重视程度不足，很难像高消费能力家庭一样，将较大的消费比重用于对医疗保健消费支出. 因此，中低消费能力家庭对医疗保健消费的增长作用低于对文教娱乐、交通通讯等消费支出的抑制作用，总体表现为老龄化对家庭发展型消费支出起到反向作用；消费能力较高家庭，由于家庭消费支出对医疗支出的弹性较大，老龄化致使家庭医疗保健消费支出的增长作用较大，老龄化对发展型家庭消费倾向起促进作用.
表3分位数回归结果
VARIABLESfzolsQR_25QR_50QR_75chid-0.06700.0242-0.0376-0.108old0.0128-0.0179-0.001240.0430health-0.0119-0.00115-0.00722-0.0186high_edu0.009040.008010.01070.00953lnfinance_asset-0.001800.000234-0.00122-0.00297lnfincome1_per-0.0297-0.00619-0.0264-0.0496p0.01120.01400.01560.0130hukou_-0.02130.000212-0.0106-0.0394lntotalexpense0.0133-0.02170.003340.0421Constant0.4800.3900.4680.522Observations12,90812,90812,90812,908
注：表明在1%显著水平下通过检验，表明在5%显著水平下通过检验，表明在10%显著水平下通过检验.
4 结语
本文基于微观家庭人口年龄结构视角，利用中国家庭追踪调查数据2016年数据，探讨了人口年龄结构对家庭消费结构的影响. 实证发现人口年龄结构变化对家庭消费升级具有显著影响. 结果表明：1)从抚幼负担可以看出，总体上抚幼负担对家庭发展型消费占比影响成反向作用，但从分层考虑看，与基准回归结果不同的是，低消费能力家庭抚幼负担显著促进了家庭消费升级；2)从老龄化角度看，人口老龄化对家庭消费升级起促进作用，主要体现在医疗保健消费支出增加导致发展型消费支出占比的提升，但老龄化带来的消费升级效应是浅层次的；不同消费层次上，老龄化仅对高消费能力家庭消费升级具有促进作用，而对中低收入家庭的升级起负向作用.
鉴于以上结论，建议：1)政府出台更多政策鼓励生育，降低家庭子女抚养负担，在负担较重的地区，政府应扩大对基础教育投入. 2)政府应充分考虑医疗发展的不平衡性，加大中西部等医疗资源相对不完善地区基础医疗的发展，缓解地区发展不平衡带来的医疗资源差异，防止老龄化加大致使家庭医疗保健支出增加，过多地挤占家庭文教娱乐等其他发展型消费支出比重. 3)大力发展老龄产业，以产业发展带动群体消费，更好地释放老年群体的消费能力，降低老龄化带来的低层次消费升级，提升家庭消费升级质量.
卡夫卡对于母亲采取的怀柔政策也表示不认同。在卡夫卡看来，母亲的关爱无疑加重了自己内心的负担，使自己更加无法反抗父亲的权威。“母亲对我无限宠爱……母亲不自觉地扮演着围猎时驱赶鸟兽以供人射击的角色。如果说您用制造执拗、厌恶或者甚至憎恨的感情，在某种令人难以置信的情况下，来教育人——还有可能会将我培养成为一个能够独立的人的话，那么，母亲用宠爱、理智的谈话——说情把这又给抵消掉了。我也就被逐回到您的囚笼，我采取对您我都没有好处的行动，本来也许会冲破这个囚笼的。”[4]461-501
参考文献：
[1] UN.World Aging 1959—2050[R].Geneva： United Nations Population Division，2012.
[2] 任泽平，熊 柴，周 哲.渐行渐近的人口危机：中国生育报告2019(上)[EB/OL].(2019-01-03)[2019-01-10].http：//finance.sina.com.cn/zl/china/2019-01-03/zl-ihqhqcis2624877.shtml.
[3] MODIGLIANI F. The life cycle hypothesis of saving， the demand for wealth and the supply of capital[J]. Social Research，1966，33(2)：160-217.
[4] FRY M J， MASON A. The Variable rate-of-growth effect in the life-cycle saving model： Children， capital inflows， interest and growth in a new specification of the life-cycle model applied to seven Asian developing countries[J]. Economic Inquiry，1982，20(3)：426-442.
[5] CUTLER D M， POTERBA J M， SHEINER L M， et al. An aging society： Opportunity or challenge？[J]. Brookings Papers on Economic Activity，1990(1)：1-73.
[6] 李春琦，张杰平.中国人口结构变动对农村居民消费的影响研究[J].中国人口科学，2009(4)：14-22，111.
[7] 王宇鹏.人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究[J].中国人口科学，2011(1)：64-73，112.
[8] 朱 勤，魏涛远.中国人口老龄化与城镇化对未来居民消费的影响分析[J].人口研究，2016，40(6)：62-75.
[9] 李 超.老龄化、抚幼负担与微观人力资本投资：基于CFPS家庭数据的实证研究[J].经济学动态，2016(12)：61-74.
[10] 赵周华，王树进.人口老龄化与居民消费结构变动的灰色关联分析[J].统计与决策，2018，34(9)：108-111.
[11] 汪 伟，刘玉飞.人口老龄化与居民家庭消费结构升级：基于CFPS2012数据的实证研究[J].山东大学学报(哲学社会科学版)，2017(5)：84-92.
[12] 茅 锐，徐建炜.人口转型、消费结构差异和产业发展[J].人口研究，2014，38(3)：89-103.
[13] 谢 宇，张晓波，李建新，等.消费模式：中国民生发展报告2016[M].北京：北京大学出版社，2016.
收稿日期：2019-01-14
基金项目：重庆工商大学研究生创新型科研项目(yjscxx2018-060-49)
作者简介：杨 浩(1993— )，男，河南信阳人，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生.
中图分类号：C924.24；F126.1
文献标志码：A
文章编号：2095-4476(2019)05-0075-05
(责任编辑：饶 超)
标签：家庭论文; 人口论文; 消费支出论文; 负担论文; 消费结构论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《湖北文理学院学报》2019年第5期论文; 重庆工商大学研究生创新型科研项目(yjscxx2018-060-49)论文; 重庆工商大学长江上游经济研究中心论文;