家庭老齡化、消費結(jié)構(gòu)與消費分層
——基于CFPS2012的數(shù)據(jù)分析

林曉珊

(浙江師范大學(xué) 法政學(xué)院,浙江 金華 32004)

一、問題與文獻(xiàn)

人口老齡化是一個全球化的現(xiàn)象。國際上通常把60歲以上的人口占總?cè)丝诒壤_(dá)10%或65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到7%作為一個國家或地區(qū)進(jìn)入老齡化社會的標(biāo)準(zhǔn)[1]。第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示,我國60歲及以上人口為1.78億,占總?cè)丝诘?3.26%。截至2016年底,這一比例已經(jīng)高達(dá)16.7%*數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國民政部的《2016年社會服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計公報》,網(wǎng)址為http://www.mca.gov.cn/article/sj/tjgb/201708/20170800005382.shtml。,遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過老齡化社會的標(biāo)準(zhǔn),表明我國社會的老齡化程度已經(jīng)日趨嚴(yán)峻。

老齡化社會的到來,對整個社會的消費需求、消費水平和消費結(jié)構(gòu)均會產(chǎn)生重要影響。老齡化社會折射到家庭層面上,就是家庭人口年齡結(jié)構(gòu)的老化,尤其是與老齡化相伴隨的少子化,加劇了家庭的老齡化程度,深刻改變了家庭消費的需求結(jié)構(gòu)和資源分布。對家庭消費而言,由于個體的衰老和退休后家庭收支結(jié)構(gòu)的變化,家庭人口老齡化所帶來的影響將更為廣泛和復(fù)雜。國內(nèi)外許多實證研究已經(jīng)從宏觀角度證明了人口年齡結(jié)構(gòu)變化與家庭消費之間的關(guān)系。從已有的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)來看,這些研究大致可以歸納為以下兩種觀點：

一種觀點認(rèn)為,老齡化社會的到來將促進(jìn)家庭消費的增長,老年人在老齡化社會和消費社會齊頭并進(jìn)的時代中將成為更加積極的消費者。從整體上看,近十多年來老年人的消費需求和消費能力都在不斷增長,并成為一個重要的消費群體。許多現(xiàn)代消費產(chǎn)業(yè)的形成和發(fā)展都直接或間接與老年人口的增長密切相關(guān)。根據(jù)全國老齡委的相關(guān)數(shù)據(jù)和預(yù)測,我國老年用品消費能力近年已達(dá)到10000億元[2]。而且,隨著退休金和閑暇時間的增長,老年人漸漸成為“新有閑階級”[3],消費在其晚年生活中也扮演著越來越重要的角色。原來存在于青少年和成年人中的消費與認(rèn)同,現(xiàn)已經(jīng)上升和拓展到整個生命周期,越來越多的老年人通過消費生活方式來構(gòu)建某種社會文化認(rèn)同,消費成為晚年生活中維持身份認(rèn)同、生活方式和進(jìn)行社會區(qū)分的一個重要因素。相關(guān)經(jīng)驗研究顯示,老年人積極通過休閑產(chǎn)品和服務(wù)的購買來形塑、改變或拓展他們的認(rèn)同。例如,Therkelsen和Gram的研究探討了老年夫婦如何以他們自己的方式,將度假作為一種既是他們各自也是他們夫婦倆的認(rèn)同建構(gòu)的工具[4]。Schau等人在其跨學(xué)科、多種方法的定性研究中描述了退休老年人的“認(rèn)同復(fù)興”(identity renaissance)的過程[5]。很顯然,認(rèn)為老年人是國家和社會負(fù)擔(dān)的觀點已經(jīng)遭到了挑戰(zhàn)[6]。聯(lián)合國的一份報告也指出,老年人已經(jīng)構(gòu)成了一個日益增長的消費群體,他們有特定的需求和顯著的綜合購買能力[7]1。這些研究揭示了這樣一種圖景:老年消費者在他們的消費行為中越來越不顯老[8]205,與歷史上任何時候相比,今天的老年人都更為健康、富有,并且更有活力[9]96。

另一種觀點認(rèn)為,老齡化的發(fā)展趨勢抑制了家庭消費的增長,老年人是屬于“邊緣消費者”。老齡化一般讓人與衰老、疾病、貧窮、依靠、保守、缺乏活力等印象產(chǎn)生關(guān)聯(lián),而消費社會一般是被看作是與年輕、時尚、富有、享樂和激情等一些因素相關(guān),是對老齡化社會的一種反叛[10]Ⅶ。因此,不管是從消費者個體的角度,還是從整個代群體的角度來看,老年人都容易被貼上“邊緣消費者”的標(biāo)簽。如生命周期消費理論所強(qiáng)調(diào)的,消費與個人生命周期階段有著密切關(guān)系,在不同的生命階段,個體的消費傾向是不一樣的[11]。當(dāng)身體進(jìn)入衰老階段后,人的消費需求也會下降,因此老年人群體通常被視為節(jié)儉的消費者,消費傾向較低,在消費領(lǐng)域變得更加保守,在消費方面很少引起人們的注意。老年人的消費生活被認(rèn)為僅局限在簡單的基本消費上,他們購買的商品和服務(wù)也僅僅是享有其使用價值,而不是展示他們的消費對象所獨有的符號價值。一項對英國家庭支出和收入模式進(jìn)行研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn),戶主退休后家庭收人和支出都會下降,但支出比收入下降得更快[12]。另一項對意大利男性戶主退休與家庭消費變化之間的因果關(guān)系進(jìn)行的研究也發(fā)現(xiàn),退休導(dǎo)致家戶非耐用消費品消費下降8.9%[13]。國內(nèi)學(xué)者的研究也表明,我國人口結(jié)構(gòu)和家庭消費之間存在重要聯(lián)系,如鄭妍妍等人的研究也指出了“老齡化”對我國城鎮(zhèn)家庭消費的影響,他們認(rèn)為,受“老齡化”影響比較大的消費支出為醫(yī)療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務(wù)支出和居住支出[14]。此外,其他一些國內(nèi)學(xué)者也對我國老年人退休之后的消費生活開展過相應(yīng)的實證研究[15]。

在一個家庭走向老齡化的過程中,其消費水平和消費結(jié)構(gòu)會不會發(fā)生變化、將會發(fā)生怎樣的變化,這不僅關(guān)乎每個家庭的生活福祉,而且折射出了老齡化時代的社會保障水平,因而成為當(dāng)前學(xué)術(shù)研究中的一個重要議題。上述研究指出了老齡化對家庭消費影響的兩種趨勢,也反映了老年人晚年消費生活的兩種可能。然而,人口老齡化對家庭消費的影響是非常復(fù)雜的,特別體現(xiàn)在其對不同家庭結(jié)構(gòu)和不同消費結(jié)構(gòu)的交叉影響上。從消費結(jié)構(gòu)來看,不同消費項目的支出會產(chǎn)生較大的差異,有些家庭消費需求可能會被抑制,但有些家庭消費需求又會得到進(jìn)一步的擴(kuò)張。從家庭結(jié)構(gòu)來看,不同家庭結(jié)構(gòu)(如年輕家庭和老年家庭)抵抗老齡化沖擊的能力是不一樣的,有些家庭更容易受老齡化的影響而采用抑制消費的策略,有些家庭則不會因為老齡化的影響而產(chǎn)生消費上的脆弱性。本文將基于上述研究基礎(chǔ),對家庭老齡化程度與家庭消費的關(guān)系進(jìn)行深入的實證分析。

二、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的分析數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的2012年“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies, CFPS)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫是一個具有全國代表性的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)庫,可以很有代表性地反映中國家庭、社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康等方面的變遷。CFPS的主體問卷類型包括家庭成員問卷、家庭問卷、少兒問卷和社區(qū)問卷4類。其中,居民消費支出、家庭人口規(guī)模等家庭層次的變量在家庭庫中,而成年人的年齡和教育程度等變量則是在成人庫中,為了變量分析的需要,我們將兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了合并,并對合并后的數(shù)據(jù)庫從長表到寬表進(jìn)行了轉(zhuǎn)換,以便使接下來的分析能夠在家庭層次上展開。剔除缺失值后,最終獲得的有效家庭樣本數(shù)是11239戶。

(二)變量

1.家庭消費結(jié)構(gòu)

按照對支出的常用分類,CFPS2012調(diào)查的總支出分為三類:一是居民消費支出,指的是家庭衣食住行等日常開銷,具體包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他消費性支出等八類子類;二是轉(zhuǎn)移性支出,包括家庭對非同住親戚、朋友的經(jīng)濟(jì)支持和社會捐助等;三是保障性支出,包括家庭購買商業(yè)性財產(chǎn)保險、醫(yī)療保險及繳納各類養(yǎng)老保險的支出。在這三類支出中,居民消費支出最為重要,該類支出不僅構(gòu)成了絕大部分的總支出,而且與人們的生活直接相關(guān),最能反映出家庭的生活水平[16]50。我們即是以這一組數(shù)據(jù)來考察家庭消費結(jié)構(gòu)的差異。

從表1可見,在樣本中,居民消費性支出平均為37472.31元(占家庭總支出的86.55%),其中,食品支出所占的比例最高,每戶家庭平均支出14582.57元(占居民消費性支出的38.92%),然后依次是家庭設(shè)備(6166.20元)、醫(yī)療保健(3886.81元)、文教娛樂(3734.16元)、交通通信(3088.43元)、居住支出(2342.10元)和衣著支出(1878.74元)。

2.家庭老齡化程度

本文的核心自變量是家庭老齡化程度,這里以家庭內(nèi)60歲及以上老年人占戶內(nèi)總?cè)丝跀?shù)的比重作為考察家庭老齡化程度的指標(biāo),其值介于0-1之間,值越高表示家庭老齡化程度越高,本次樣本的均值為19.07%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國際上把 60 歲以上的人口占總?cè)丝诒壤_(dá) 10%以上稱之為老齡化社會的標(biāo)準(zhǔn)。

在此基礎(chǔ)上,本文把家庭結(jié)構(gòu)區(qū)分為年輕家庭、老年家庭和混合家庭這三種類型。年輕家庭是指家里沒有60歲及以上老人(家庭老齡化程度=0,共7026戶,占62.51%),老年家庭是指家里只有60歲及以上的老人(家庭老齡化程度=1，1101戶,占9.80%),混合家庭是指年輕人和老年人共同居住的家庭(家庭老齡化程度在0～1之間,3112戶,占27.69%)。將家庭結(jié)構(gòu)區(qū)分為這三種類型的目的是可以比較老年家庭和其他兩類家庭在消費結(jié)構(gòu)上的差異,并探討家庭老齡化程度對家庭消費的影響程度,從而揭示老齡化家庭中的消費不平等。

3.其他變量

根據(jù)已有文獻(xiàn),其他分析變量包括人均家庭純收入、家庭規(guī)模、成年人平均受教育年限、家庭結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)等變量。從表1中可以看到,樣本中城鄉(xiāng)家庭2011～2012年人均家庭純收入為13262.32元,家庭規(guī)模平均為3.82人,家庭內(nèi)成年人平均受教育年限為6.93年,城鎮(zhèn)家庭樣本占45.94%,農(nóng)村家庭樣本為54.06%。

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)家庭結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu):ANOVA分析和Scheffe式多重比較檢驗

依據(jù)上述對家庭老齡化程度的界定,本文把家庭分為年輕家庭、老年家庭和混合家庭三種類型。為了更深入了解不同家庭結(jié)構(gòu)中的消費差異,本文對這三類家庭的消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行方差分析和Scheffe式多重比較檢驗?？紤]到消費性支出和家庭人口數(shù)密切相關(guān),各消費項目支出均按家庭規(guī)模(人口數(shù))轉(zhuǎn)化為人均支出進(jìn)行比較。

在表2的方差分析結(jié)果中,我們可以看到,老年家庭的人均居民消費性支出(12163.20元)均高于年輕家庭(12031.42元)和混合家庭(8548.95元),那么,這是不是意味著老年家庭的消費生活質(zhì)量就比其他家庭高呢?除了消費性支出水平這個指標(biāo),我們還需要從消費結(jié)構(gòu)層面來做進(jìn)一步的考察和比較。從消費結(jié)構(gòu)的橫向比較來看,這三類家庭中支出比例最高的都是食品支出(食品支出占消費性支出的比例即為恩格爾系數(shù)),但相對于有老人的家庭(老年家庭和混合家庭)來說,年輕家庭在這一項的支出比例要低一些,而恩格爾系數(shù)高即意味著生活水平相對較低,因此,從生活水平的比較而言,老年家庭是最低的(46.65%),其次是混合家庭(41.76%),年輕家庭的生活水平要高很多(36.98%)。三者最大的差別在于醫(yī)療保健這一塊,不管是從人均支出均值還是從占消費性支出的比例的來比較,老年家庭要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高出年輕家庭和混合家庭,可見老年家庭在醫(yī)療保健這一塊的負(fù)擔(dān)最為沉重,也正是由于醫(yī)療保健支出占據(jù)比較高的比例,老年家庭的其他消費支出項目必然會受到抑制。在居住支出上,老年家庭的也高于年輕家庭和混合家庭。老年家庭的食品、醫(yī)療和居住這三塊支出占消費性總支出的74.84%,高于年輕家庭的51.11%和混合家庭的63.18%。

表1 主要變量描述統(tǒng)計 (N=11 239)

與年輕家庭和混合家庭進(jìn)行比較,老年家庭的文教娛樂、衣著支出、家庭設(shè)備和交通通信這四項所占的比例都是最低的。與老年家庭內(nèi)部各項消費支出進(jìn)行比較,文教娛樂和衣著支出是最低的兩項,這些數(shù)據(jù)反映出了老年人的物質(zhì)生活和精神生活相對而言均是處于一個比較匱乏的狀況,社會流動和交往空間相對狹小,在發(fā)展性和享受性消費項目中遠(yuǎn)低于年輕家庭和混合家庭,這些老年消費領(lǐng)域的狀況應(yīng)該引起足夠的關(guān)注。

表2 家庭結(jié)構(gòu)與人均各項消費支出的ANOVA分析

注:***p<0.001

上述各項消費支出的F檢驗結(jié)果均為顯著,即不同家庭結(jié)構(gòu)在各項消費支出中的差異是具有統(tǒng)計顯著性的。為了進(jìn)一步比較這三個家庭結(jié)構(gòu)之間在各項消費支出上的內(nèi)部差異,我們在方差分析中使用了Scheffe式多重比較檢驗。如表3數(shù)據(jù)所示,在居民消費性總支出方面,老年家庭與混合家庭之間的差異顯著,但老年家庭與年輕家庭之間的差異不顯著,即盡管樣本中的老年家庭在消費性總支出中高于年輕家庭,但并不能由此推論到總體。在衣著支出中,老年家庭與年輕家庭差異顯著,但與混合家庭的差異不顯著。在家庭設(shè)備支出中,老家家庭與年輕家庭和混合家庭的差異都不顯著。在交通通信支出中,老家家庭與年輕家庭差異顯著,但與混合家庭的差異不顯著。

(二)家庭老齡化與消費分層:分位數(shù)回歸分析

消費支出為連續(xù)變量,一般在統(tǒng)計模型分析中使用最小二乘法進(jìn)行估算。但已有的一些研究發(fā)現(xiàn)[14],使用最小二乘法進(jìn)對各項消費支出行估算,穩(wěn)健性較差,其結(jié)果是有偏的,對回歸系數(shù)的解釋未必精確。因此,本文使用分位數(shù)回歸的方法來分析家庭老齡化對家庭消費的影響。

表3 按家庭結(jié)構(gòu)區(qū)分的人均各項消費支出比較(Scheffe多重檢驗)

注:***p<0.001;**p<0.01;注:*p<0.05

分位數(shù)回歸(Quantile Regression)是對古典條件均值模型為基礎(chǔ)的最小二乘法的拓展,它利用解釋變量的多個分位數(shù)(例如十分位、五十分位、百分位等)來得到因變量的條件分布的相應(yīng)的分位數(shù)方程。相對而言,分位數(shù)回歸對隨機(jī)誤差的分布不做任何要求,當(dāng)分布不對稱、厚尾時,這種分析法尤其有效,它的一個基本特性是對離群值的不敏感性[17]28。分位數(shù)回歸不僅可以度量回歸變量在分布中心的影響,而且還可以度量在分布上尾和下尾的影響,因此會有較好的估計效果,可以更詳細(xì)地描述變量的統(tǒng)計分布。與經(jīng)典的最小二乘回歸相比,分位數(shù)回歸在應(yīng)用上具有獨特的優(yōu)勢,其系數(shù)估計比OLS回歸系數(shù)估計更穩(wěn)健,對于數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的異常點具有耐抗性,并且估計出來的參數(shù)具有在大樣本理論下的漸進(jìn)優(yōu)良性[18]25。它能夠得到不同斷點的影響,提供關(guān)于條件分布y|x的更全面信息。

更重要的是,對本研究而言,由于不同的分位點實際上體現(xiàn)了每個家庭所處的不同消費分層位置,因此,分位數(shù)回歸還有助于我們更為深入地考察家庭老齡化對消費分層的影響。根據(jù)對消費分層的一般理解,本文把家庭消費分為五個層級,即最低消費階層、中低消費階層、中等消費階層、中高消費階層和最高消費階層,相應(yīng)地,所選擇消費支出的分位點分別為0.1、0.3、0.5、0.7、0.9。

本文以家庭人均消費性支出、食品支出、衣著支出、居住支出、家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通信和文教娛樂為因變量,以家庭老齡化程度為核心變量,同時,為了控制其他變量對因變量的影響,以更好捕捉家庭老齡化程度這一核心自變量的效應(yīng),參照已有的相關(guān)研究,本文也將家庭人均年純收入、家庭成年人平均受教育年限、城鄉(xiāng)等變量作為控制變量,分別建立分位數(shù)回歸分析模型。各項消費支出因已根據(jù)家庭規(guī)模轉(zhuǎn)化為人均支出,故家庭規(guī)模變量不再納入模型。分位數(shù)回歸結(jié)果詳見表4。

表4 家庭老齡化與消費分層的分位數(shù)回歸(N=11 239)

續(xù)表4：

因變量自變量最低消費家庭Q(0 1)中低消費家庭Q(0 3)中等消費家庭Q(0 5)中高消費家庭Q(0 7)最高消費家庭Q(0 9)交通通信支出家庭老齡化程度-58 37???-103 50???-148 29???-248 30???-412 13???家庭人均年純收入0 00???0 01???0 02???0 03???0 06???家庭成年人平均受教育年限12 43???23 24???30 88???35 72???69 11???城鄉(xiāng)38 69???83 47???116 44???185 77???309 03???常數(shù)項15 90?65 05???137 62???264 00???555 92???文教娛樂支出家庭老齡化程度0 000 00-109 05??-134 25-326 62家庭人均年純收入0 000 000 00???0 02???0 06???家庭成年人平均受教育年限0 000 0035 24???107 50???285 97???城鄉(xiāng)0 000 0081 65???107 15?112 45常數(shù)項0 000 00-9 55-5 33235 71

注:(1)*p<0.05, **p<0.01,***p<0.001;(2)標(biāo)準(zhǔn)誤略。

從總體上看,分位數(shù)回歸的結(jié)果說明,家庭老齡化程度對家庭消費性支出有著非常顯著的影響。在其他各項消費支出中,隨著既定分位點從低到高,家庭老齡化程度對食品支出、居住支出和醫(yī)療保健等支出的影響逐步增加,且分位點越高,回歸系數(shù)越大,即在高消費階層(高端分位數(shù))中的家庭老齡化效應(yīng)大于在低消費階層(低端分位數(shù))。這意味著有兩點應(yīng)引起我們的注意:其一,家庭老齡化程度越高,上述各項消費支出增加的速度就越快,即家庭中60歲以上老年人所占的比重越多,這些方面的消費就越多;其二，在上述各項消費支出越高(分位點按消費支出由低到高排序)的家庭中,家庭老齡化程度所造成的影響就越大(回歸系數(shù)絕對值越大),消費分層和消費不平等的狀況愈發(fā)顯現(xiàn)。在食品支出中,家庭老齡化的系數(shù)從第0.3個分位點的487.00單調(diào)遞增至第0.9個分位點的1853.58,即越是在食品支出多的家庭中,家庭老齡化程度的影響越大。在居住支出中,家庭老齡化的系數(shù)從第0.1個分位點的54.18單調(diào)遞減至第0.9個分位點的566.38,即從低消費階層家庭到高消費階層家庭之間的差距不斷擴(kuò)大;在醫(yī)療保健支出中,數(shù)據(jù)顯示,在Q(0.1)這一分位點上,家庭老齡化程度的回歸系數(shù)是40.16,而在Q(0.9)時,家庭老齡化程度的回歸系數(shù)已高達(dá)3221.76,分位點越高(高消費家庭),正向影響增加越快。也就是說,一方面,家庭老齡化程度越高,醫(yī)療保健的支出費用也就越高;另一方面,在醫(yī)療保健支出費用越高的群體中,家庭老齡化對其的影響越大。

在衣著支出、家庭設(shè)備支出和交通通訊支出上,家庭老齡化程度的影響是顯著負(fù)向的,即在家庭老齡化程度越高的家庭中,這些消費項目的支出就越少。但是,家庭老齡化程度在這幾項支出中的回歸系數(shù)的絕對值,同樣也是隨著分位點的提高而不斷增大。例如,在衣著支出中,在Q(0.1)這一分位點上,家庭老齡化程度的回歸系數(shù)是-64.27,在Q(0.9)時,家庭老齡化程度的回歸系數(shù)為-229.24。這說明,在高消費支出家庭中,老齡化程度越高,衣著支出、家庭設(shè)備支出和交通通信支出反而越少,結(jié)合上述分析,可以很清楚地看到,在總消費支出不變的情況下,這是受到其他消費項目支出的抑制,食品、醫(yī)療保健和居住等生存性消費支出的增加,必然會降低衣著、家庭設(shè)備和交通通信等發(fā)展性消費的支出。此外,家庭老齡化程度對文教娛樂支出的影響,也是負(fù)向且逐步增加的,但是在前兩個分位點的回歸模型中原始偏差總和(Raw sum of deviations)為0,因而沒有統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,在后兩個分位點中的影響不顯著。

分位數(shù)回歸可以較好地反映既定分位點下消費支出的差距和不平等情況,但不能全面描述在消費支出水平不斷變化的情境下家庭老齡化程度對家庭消費支出邊際貢獻(xiàn)的變化情況?；诖?圖1以家庭人均食品支出、居住支出和交通通信支出為例,描述了家庭老齡化程度對這三個因變量在全部分位點上的邊際貢獻(xiàn)變化情況(全分位數(shù)回歸)。在圖中,橫軸代表分位數(shù),縱軸代表對應(yīng)變量的分位數(shù)回歸系數(shù),即家庭老齡化程度對各項消費支出的邊際貢獻(xiàn)率;最小和最大分位數(shù)取值0.01和0.99,虛線表示OLS回歸系數(shù)和置信帶(5%),實線為分位數(shù)回歸系數(shù),陰影為置信帶(5%)。4個圖形均表現(xiàn)為非線性波動,在前兩個圖形中呈現(xiàn)上升趨勢,回歸系數(shù)為正值,反映了家庭老齡化程度對食品支出和居住支出的效應(yīng)隨著分位數(shù)增加而不斷快速上升,這表明:一方面,家庭老齡化程度越高,家庭人均生存性消費支出就越多;另一方面,家庭消費支出越高(高端分位點),家庭老齡化程度的效應(yīng)也就越明顯,即在消費支出越高的家庭中,家庭老齡化所造成的差異和不平等也就越大,換句話說,高消費家庭之間的差異,比低消費家庭之間的差異要大得多。在最后一個圖形中,整體趨勢是不斷下降的,即家庭老齡化程度越高,交通通訊的消費支出就越少,發(fā)展性消費受到抑制,但其回歸系數(shù)的絕對值也是不斷增大的,反映了家庭老齡化程度對交通通訊支出的邊際貢獻(xiàn)隨著分位數(shù)增加而迅速上升,即在交通通訊支出越多的家庭中,家庭老齡化的邊際貢獻(xiàn)愈大。由此可見,全分位數(shù)回歸和上文的主要結(jié)論保持一致,進(jìn)一步證明上文主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖1 全分位數(shù)回歸系數(shù)及其變化

總而言之,上述分位數(shù)回歸系數(shù)在不同分位點上的解釋效果比OLS回歸系數(shù)對均值的解釋更為準(zhǔn)確,并且為我們提供了更為豐富的信息。在OLS回歸中,單一的條件均值可能掩蓋了很多細(xì)節(jié),讓我們看不到不同分布狀況中的差異，但是不同分位點的分位數(shù)回歸結(jié)果與條件均值的結(jié)果十分不同,它描述了一種條件分布,可以用以概括位置和形狀的變化[19]42,為我們揭示了更多的細(xì)節(jié),并為我們更為詳盡地反映出老齡化社會中家庭消費的差距刻畫了消費分層和消費不平等的分化狀況。

四、結(jié) 語

通過對CFPS2012相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析,我們發(fā)現(xiàn),家庭老齡化程度的確對家庭消費產(chǎn)生了非常顯著的影響。歸納而言,本研究的主要結(jié)論是:其一,家庭結(jié)構(gòu)(年輕家庭、老年家庭和混合家庭)和消費結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。相對于年輕家庭和混合家庭而言,老年家庭的恩格爾系數(shù)最高,消費水平最低,且在醫(yī)療保健和居住支出這兩塊的負(fù)擔(dān)最為沉重；在發(fā)展性消費方面,老年家庭遠(yuǎn)低于年輕家庭和混合家庭,尤其是老年家庭的交通通訊、文教娛樂和衣著支出這三項所占的比例都是最低的。這些消費領(lǐng)域的不平等應(yīng)該引起足夠的關(guān)注和政策關(guān)懷。其二,家庭老齡化程度給家庭消費帶來了負(fù)面的沖擊,在各項消費支出越高的家庭中,家庭老齡化的邊際貢獻(xiàn)越大,消費的差距也越大,即在高端分位數(shù)中的家庭老齡化程度效應(yīng)大于在低端分位數(shù)的情況,高消費家庭之間的內(nèi)部差異,比低消費家庭之間的內(nèi)部差異要大得多,家庭老齡化所造成的差異和不平等也越大?？梢?消費分層和消費不平等的狀況在老齡化社會中已是一個非常顯著的現(xiàn)象。

老齡化社會的到來是一個不可逆轉(zhuǎn)的趨勢,我國人口和家庭老齡化的進(jìn)程雖然起步較晚,但是發(fā)展的速度卻非常之快,因而對老年人個體消費和家庭消費的沖擊也將是最為激烈的。西方發(fā)達(dá)國家的一些研究已經(jīng)闡釋了消費是如何影響“變老”或“成為老人”的社會過程,揭示了晚年消費生活是怎樣創(chuàng)造一種新的社會區(qū)分[20]。我們也需要清醒地認(rèn)識到,身處消費社會大時代背景中的老年人,既是一個具有特定需求和活力的消費群體,也是一個容易陷于邊緣消費者境地的消費群體。老齡化社會與消費社會的交織并行,絕對不僅僅是提高了老年人在消費社會中的地位,而且還會進(jìn)一步瓦解和分化老年人的消費生活,擴(kuò)大老年人日常生活中的消費不平等。

在家庭老齡化的背景下,家庭結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老模式將發(fā)生重大變化。家庭規(guī)模日益縮小、空巢家庭日益增加,代際關(guān)系在供養(yǎng)照料、居住結(jié)構(gòu)和交往溝通方式等方面面臨著更大的挑戰(zhàn)。這些方面的變化,與老年人的福利狀況直接相關(guān),因而必然會影響到老年人消費的不平等,例如,老年人在發(fā)展性消費和享受性消費方面的支出就遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于年輕人。經(jīng)濟(jì)學(xué)的一些研究也已經(jīng)指出,與年輕人相比,不平等的效應(yīng)在老年人身上會變得更為強(qiáng)烈,即老年人組內(nèi)的不平等程度必然要大于年輕人組內(nèi)不平等,而隨著老年人比重的不斷增加,年輕人比例的不斷下降,這必然會使整個社會的不平等增加[21]。本研究則更進(jìn)一步分析指出,家庭老齡化程度越高,對消費不平等的產(chǎn)生效應(yīng)也越強(qiáng),一方面,家庭中60歲以上老年人所占的比重越多,家庭發(fā)展性消費水平的下降速度就越快,另一方面,越是在消費支出多的家庭中,家庭老齡化所造成的不平等也就越大。

盡管老年人沒有像年輕人那樣在婚房、教育等方面有著剛性需求,但在日常照料、醫(yī)療保健、養(yǎng)老服務(wù)、旅游休閑等方面同樣有著突出的消費需求。然而,在我國當(dāng)前社會養(yǎng)老保障制度不健全、養(yǎng)老金支出規(guī)模有限、公共養(yǎng)老服務(wù)能力不足的背景下,老年人的有效需求還得不到滿足,對老年市場開發(fā)和建設(shè)的忽視,導(dǎo)致我國老齡消費市場面臨著巨大缺口。因此,在消費不平等愈演愈烈的老齡化社會中,我們需要更為審慎地看待老年人作為“新有閑階級”和“邊緣消費者”的處境,需要更多理論和實證層面的探討。過去的文獻(xiàn)雖然在老年人消費生活的變化與影響等方面做出了較為充分的分析,但卻甚少對老齡化社會中的消費不平等狀況進(jìn)行過細(xì)致的探討。從消費社會的整體參與程度來看,老年人雖然已不再是“邊緣消費者”,但這并不意味著所有老年人都可以逃離“邊緣消費者”的處境或進(jìn)入到“新有閑階級”之中,事實上,老年人的消費不平等依然是消費社會中最大的不平等之一。在老齡化社會中,這不僅是每個家庭都要面對的問題,更是公共政策必須關(guān)懷的重要議題。

[參考文獻(xiàn)]

[1] UN.World Aging 1959-2050[R].Geneva:United Nations Population Division,2012.

[2] 羅云華.老年人消費結(jié)構(gòu)及營銷策略[N].光明日報，2013-04-16：007.

[3] LC. MICHELON.The New Leisure Class[J].American Journal of Sociology，1954.59(4): 371-378.

[4] A THERKELSEN, M GRAM.The Meaning of Holiday Consumption: Construction of Self Among Mature Couples [J].Journal of Consumer Culture，2008(8):269-92.

[5] H.J.SCHAU,M.C.GILLY, M.WOLFINBARGER.Consumer Identity Renaissance: Identity-Inspired Consumption Retirement[J].Journal Consumer Research，2009(36)(August):255-276.

[6] E GEE， G GUTMAN.Population and politics: Vodoo Demography, Population Aging and Social Policy[M]//E GEE, G GUTMAN (Eds).The Overselling of Population Aging: Apocalyptic Demography, Intergenerational Challenges, and Social Policy，Oxford: Oxford University Press,2000.

[7] UNECE.Policy Brief on Ageing: Older Persons as Consumers[R].No. 3May2009.https://www.unece.org/fileadmin/DAM/pau/_docs/age/2009/Policy_briefs/Policy-brief-Old_persons.pdf.

[8] I SZMIGIN， M.CARRIGAN.The Older Consumer as Innovator: Does Cognitive Age Hold the Key?[J].Journal of Marketing Management，2000(16), 505-527.

[9] M HYDE,etc.Ageing, Cohorts and Consumption: The British Experience 1968-2005[M]//Consumption and Generational Change: the Rise of Consumer Lifestyles.Transaction Publishers.New Brunswick: NJ.2009.

[10] F TRENTMANN.Foreword.Consumption & Generational Change: The Rise of Consumer Lifestyles.IAN REES JONES.Paul Higgs.David J. EKERDT.editors.by Transaction Publishers.New Brunswick:New Jersey.2009.

[11] F MODIGLIAN.The Life Cycle Hypothesis of Saving, the Demand for Wealth and the Supply of Capital[J].Social Research,1966.33 (2): 160-217.

[12] J BANKS,R BLUNDELL, S.TANNE.Is There a Retirement Savings Puzzle?[J].The American Economics Review,1998.88(4):169-788.

[13] E BATTISTIN,etc.The Retirement Consumption Puzzle: Evidence from a Regression Discontinuity Approach[J].The American Economic Review,2009.99(5):2209-2226.

[14] 鄭妍妍，李磊，劉斌.“少子化”“老齡化”對我國城鎮(zhèn)家庭消費與產(chǎn)出的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì),2013(6).

[15] 張克中，江求川.老齡化、退休與消費——中國存在“退休—消費之謎”嗎?[J].人口與經(jīng)濟(jì),2013(5).

[16] 李宏彬,施新政,吳斌.中國居民退休前后的消費行為研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2015(1)。

[17] 張彬斌,陸萬軍.中國家庭存在退休者消費之謎嗎?——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].勞動經(jīng)濟(jì)研究，2014(4).

[18] 張春泥，涂平.謝宇，等消費模式:中國民生發(fā)展報告2014[M].北京:北京大學(xué)出版社,2014.

[19] 郝令昕，丹尼爾Q奈曼.分位數(shù)回歸模型[M].肖東亮，譯.上海:上海格致出版社，2012.

[20] A M.ROSE.The Subculture Theory of Aging: a Framework for Research in Social Gerontology[M]//A M.ROSE, M. ARNOLD, W. A.PETERSON.Older People and their Social Worlds. Philadelphia, PA: F. A.1965.

[21] 曲兆鵬,趙忠.老齡化對我國農(nóng)村消費和收入不平等的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008(12).