老齡化背景下家庭養(yǎng)老與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

趙 周 華

(內(nèi)蒙古科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 包頭 014010)

21世紀(jì)，我國(guó)面臨人口老齡化的挑戰(zhàn)，老年人口數(shù)量龐大，老齡化程度加深、速度加快，且人口老齡化發(fā)生在較薄弱的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件之上。因此，我國(guó)人口老齡化的特殊性必將對(duì)社會(huì)變遷、經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)而重大的影響。在這些影響中，引起重點(diǎn)關(guān)注的是人口老齡化與經(jīng)濟(jì)的相互作用關(guān)系。這種作用關(guān)系在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中體現(xiàn)為人口老齡化的人口經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及人口老齡化的經(jīng)濟(jì)因素兩方面，具體表現(xiàn)為人口系統(tǒng)中人口老齡化變量與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中經(jīng)濟(jì)變量之間的作用關(guān)系。隨著我國(guó)人口老齡化程度的加深、速度的加快，養(yǎng)老問(wèn)題不僅涉及宏觀層面養(yǎng)老資源的供給和配置，還在微觀層面對(duì)家庭內(nèi)部的代際資源配置產(chǎn)生重要影響。相對(duì)于城鎮(zhèn)，我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題顯得更為嚴(yán)峻、更為緊迫。目前，學(xué)術(shù)界主要關(guān)注的是家庭養(yǎng)老的功能、養(yǎng)老模式的變遷、家庭養(yǎng)老資源的供給、家庭養(yǎng)老的影響因素等問(wèn)題[1-11]。實(shí)際上，在農(nóng)村各種社會(huì)保障制度不健全的情況下，家庭養(yǎng)老作為農(nóng)村主要的養(yǎng)老方式，會(huì)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)資源的分配，特別是代際資源的分配產(chǎn)生重要影響，但目前這種影響沒(méi)有引起足夠的關(guān)注。

本文主要貢獻(xiàn)表現(xiàn)在以下3個(gè)方面：(1)在借鑒相關(guān)理論的基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個(gè)包含老年人口的農(nóng)戶家庭消費(fèi)理論框架；(2)在該理論框架指導(dǎo)下，構(gòu)建了實(shí)證分析模型，檢驗(yàn)了家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響；(3)發(fā)現(xiàn)家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響存在區(qū)域差異。本文利用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(China Household Finance Survey， CHFS)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，以期為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的把握及區(qū)域人口和經(jīng)濟(jì)政策的制定起到參考作用。

一、理論框架與研究假說(shuō)

按照微觀經(jīng)濟(jì)理論，在家庭消費(fèi)最大化效用的目標(biāo)下，人們?cè)谟邢薜氖杖敕秶鷥?nèi)滿足生活需要和多種偏好。具體來(lái)說(shuō)，從短期看，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)使農(nóng)戶家庭中年輕人的贍養(yǎng)支出增加；從長(zhǎng)期看，年輕人為將來(lái)自己養(yǎng)老而減少當(dāng)期消費(fèi)以增加儲(chǔ)蓄。可見(jiàn)，家庭在代際之間的分配受家庭人口數(shù)量、家庭年齡結(jié)構(gòu)及家庭各種資源的影響。基于上述理論分析，本文嘗試構(gòu)建一個(gè)包含老年人口的農(nóng)戶家庭消費(fèi)的理論框架，Barro及Becker的分析思路提供了有益的參考[12-13]。本文利用新古典的分析思路構(gòu)建了一個(gè)農(nóng)戶家庭消費(fèi)決策模型：家庭成員由老年父母和成年子女組成，每個(gè)家庭成員都有自己的效用和最優(yōu)選擇，父母和子女共同構(gòu)成效用函數(shù)的主體，但要注意的是，這里的家庭消費(fèi)決策與個(gè)人消費(fèi)決策是存在差異的。這是因?yàn)樵诮o定的家庭預(yù)算約束下，父母和子女一起決定各自的最優(yōu)消費(fèi)水平，從而達(dá)到整個(gè)家庭效用最大化的目標(biāo)。在存在利他主義行為和社會(huì)保障的情況下，家庭和政府改變代際間的資源配置，就會(huì)提高農(nóng)戶家庭的效用水平。實(shí)際上，農(nóng)戶家庭的消費(fèi)決策雖由各個(gè)家庭成員共同參與制定，但受年齡、地位等因素的影響，不同家庭成員的消費(fèi)決策權(quán)力是不同的，如戶主在家庭購(gòu)買(mǎi)決策中的權(quán)力往往比較大一些。 根據(jù)家庭(包含老年人口和子女的家庭)經(jīng)濟(jì)理論，一般認(rèn)為孩子類(lèi)似耐用消費(fèi)品?？紤]由父母p和子女c構(gòu)成的一個(gè)家庭，當(dāng)期效用函數(shù)可以表示為：

Ui=(Ci,C-i)=[Vi(Ci),V-i(C-i)],i={c,p}

(1)

公式(1)中,Ui為總體效應(yīng),Vi和V-i為成員自身和家庭其他成員的效用函數(shù)，均為單調(diào)遞增的凹函數(shù),Ci和C-i表示對(duì)應(yīng)的消費(fèi)。

可以刻畫(huà)父母的最優(yōu)化行為，父母的效用函數(shù)具體化為：

Up=(Cp,Cc)=(1-ap)Vp(Cp)+apVc(Cc)

(2)

公式(2)中，(1-ap)和ap分別為父母賦予自己和子女效用函數(shù)的權(quán)重,ap∈(0,1)。農(nóng)戶家庭中父母的最優(yōu)化行為受到如下方程約束。

Cp=Yp+Tp+Ts,Cc=Yc-Tp,Tp≥0，Ts≥0

(3)

公式(3)中,Y為收入水平,C為消費(fèi)水平,Tp為子女對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付(也稱為私人轉(zhuǎn)移支付),Ts為公共政策對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付(也稱為公共轉(zhuǎn)移支付)。效用最大化的一階條件為：

(4)

將公式(3)代入公式(4)，得到:

(5)

同樣，可以刻畫(huà)子女的最優(yōu)化行為，子女的效用函數(shù)可以具體為：

Uc=(Cp,Cc)=(1-ac)Vp(Cp)+acVc(Cc)

(6)

公式(6)中，(1-ac)和ac分別為子女賦予父母和自己效用函數(shù)的權(quán)重,ac∈(0,1)。子女的預(yù)算約束與上述相同，其效用最大化的一階條件可以表示為：

(7)

將公式(3)代入公式(7)，得到：

(8)

在公式(8)中，當(dāng)ac=ap時(shí)，農(nóng)戶家庭中父母和子女的最優(yōu)化行為具有相同的一階條件；當(dāng)ac≠ap時(shí)，意味著農(nóng)戶家庭中父母和子女所選擇的最優(yōu)化行為是不相同的。此時(shí)，農(nóng)戶家庭中父母和子女的消費(fèi)水平由家庭人口特征、收入水平等因素來(lái)決定。在我國(guó)農(nóng)村，代際間轉(zhuǎn)移主要在子女與上了年紀(jì)的父母之間進(jìn)行，因此，父母的收入水平會(huì)影響這種代際轉(zhuǎn)移，即如果父母收入高，子女代際轉(zhuǎn)移就變少；反之，代際轉(zhuǎn)移就會(huì)增多。但從代際轉(zhuǎn)移的大小來(lái)看，主要與農(nóng)戶家庭的成員數(shù)量、家庭特征、家庭收入及家庭資產(chǎn)有密切關(guān)系。根據(jù)上述理論框架，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1：隨著老齡化的不斷加深，農(nóng)戶家庭需要贍養(yǎng)的老年人口不斷增多，因此，家庭養(yǎng)老對(duì)家庭消費(fèi)決策產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶家庭的消費(fèi)支出產(chǎn)生影響。

假設(shè)2：在整個(gè)家庭消費(fèi)決策中，為了家庭消費(fèi)效用最大化，農(nóng)戶家庭的消費(fèi)支出向滿足老年人口的各種特殊需要傾斜，因此，家庭養(yǎng)老影響農(nóng)戶家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

假設(shè)3：我國(guó)地域遼闊，在不同地區(qū)之間分布的人口具有差異性和不平衡性，導(dǎo)致地區(qū)間人口老齡化程度差異較大，因此，家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響存在區(qū)域差異。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

在上述研究理論框架下，運(yùn)用計(jì)量模型分析家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。從家庭角度看，農(nóng)村人口老齡化必然導(dǎo)致農(nóng)戶家庭撫養(yǎng)比的提高，特別是老年人口撫養(yǎng)比的提高，進(jìn)而影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，因此，引入老年人口撫養(yǎng)比指標(biāo)來(lái)反映農(nóng)戶家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，探討農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)戶家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出的影響強(qiáng)度和方向。為此，建立如下實(shí)證模型：

(9)

模型變量的解釋如下。

1.被解釋變量(Ci),即農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出及農(nóng)戶家庭各類(lèi)消費(fèi)支出。該變量采用OECD平方根規(guī)模指數(shù)(經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織發(fā)布的相關(guān)指數(shù))進(jìn)行換算得到，換算方法是用農(nóng)戶家庭生活消費(fèi)支出除以家庭人口規(guī)模的平方根得到農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出。這樣做是為了控制家庭規(guī)模對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的影響。同理，農(nóng)戶家庭各類(lèi)消費(fèi)支出也按此方法計(jì)算。

2.解釋變量(Y),即農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比。該變量能夠體現(xiàn)農(nóng)戶家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，反映出農(nóng)戶家庭養(yǎng)老的基本經(jīng)濟(jì)關(guān)系特征。

3.控制變量(X)，即進(jìn)入模型的一組控制變量，主要包括農(nóng)戶家庭的戶主特征、收入變量、資產(chǎn)變量、社會(huì)保障變量等。根據(jù)有關(guān)消費(fèi)的基本理論，消費(fèi)還會(huì)受其他因素的影響，因此，除了解釋變量外，在計(jì)量模型中還需要進(jìn)一步控制其他一些影響消費(fèi)的變量。

為了保證解釋變量選取的科學(xué)性，模型中選取了盡量全面的解釋變量，解釋變量之間的相關(guān)性或共線性可能會(huì)影響估計(jì)系數(shù)的顯著性，因此，在模型設(shè)立之前，已經(jīng)做了變量之間的相關(guān)性和共線性檢驗(yàn)，保證進(jìn)入模型的解釋變量之間并不存在高度的共線性和相關(guān)性。

(二)數(shù)據(jù)

本文的所有觀測(cè)值來(lái)自2011年CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)庫(kù)收集了家庭戶人口數(shù)、家庭收入、家庭金融、社會(huì)保障、生活消費(fèi)支出等多方面的信息。該樣本數(shù)據(jù)共有農(nóng)戶家庭3 244戶，其中，東部、中部、西部地區(qū)農(nóng)戶家庭的樣本數(shù)據(jù)分別為1 021、1 220、1 003戶，占整個(gè)樣本數(shù)量的比例分別為31.47%、37.61%、30.92%。數(shù)據(jù)樣本中的家庭戶涉及總?cè)丝?9 814人，其中農(nóng)村人口12 569人。樣本觀測(cè)值平均年齡在38歲，年齡中位數(shù)為39歲。一般而言，年齡中位數(shù)為全體總?cè)藬?shù)的代表值，這個(gè)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)簡(jiǎn)單又實(shí)用，故經(jīng)常被用作衡量老齡化的一個(gè)參考指標(biāo)。具體來(lái)看，年齡中位數(shù)在30歲以上的是老年型人口，低于20歲的為年輕型人口，而成年型人口則介于兩者之間。根據(jù)是否需要贍養(yǎng)老年人來(lái)劃分農(nóng)戶家庭類(lèi)型(表1)。就農(nóng)戶家庭全國(guó)樣本來(lái)看，純老年家庭(指空巢老人戶和孤寡老人戶)和含老年家庭(為統(tǒng)計(jì)方便，這2種類(lèi)型的農(nóng)戶家庭稱為有老人家庭)共有1 432戶，占所有家庭的比重為44.1%。就區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)有老人家庭435戶，占比42.6%，低于全國(guó)平均水平；中部地區(qū)有老人家庭565戶，占比46.3%，高于全國(guó)平均水平；西部地區(qū)有老人家庭432戶，占比43.1%，低于全國(guó)平均水平。從農(nóng)戶家庭類(lèi)型數(shù)據(jù)看，中部地區(qū)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)要大一些。農(nóng)戶家庭各類(lèi)消費(fèi)支出情況具體如下：農(nóng)戶家庭平均消費(fèi)支出20 554.99元。其中，食物支出12 631.07元，占比為51.44%；衣著支出1 262.73元，占比為5.14%；居住支出3 916.75元，占比為15.95%；生活用品支出808.98元，占比為3.30%；交通通信支出3 114.33元，占比為12.68%；教育文化娛樂(lè)支出2 213.44元，占比為9.01%；醫(yī)療保健支出607.69元，占比為2.48%。食品、衣著、居住這三項(xiàng)基本生活消費(fèi)支出比重合計(jì)72.53%，生活用品、交通通信、教育文化娛樂(lè)、醫(yī)療保健等發(fā)展享受型支出的比重合計(jì)27.47%。這說(shuō)明農(nóng)戶家庭的基本生活支出比重比較大，消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)比較緩慢。

表1 樣本中農(nóng)戶家庭類(lèi)型統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來(lái)源:根據(jù)樣本數(shù)據(jù)整理得到

進(jìn)入模型的解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出影響的實(shí)證結(jié)果及分析

1.全國(guó)樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果及分析。在全國(guó)樣本中，家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出影響的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3，該結(jié)果使用最小二乘法得到。從表3可知，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為負(fù)，并且在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭的人均消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。該實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1，說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭的消費(fèi)支出有抑制作用。從表3可知，戶主的個(gè)體特征變量對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出產(chǎn)生了顯著的影響，其中戶主年齡對(duì)農(nóng)戶家庭的人均消費(fèi)支出有負(fù)向影響，戶主的性別及受教育程度對(duì)農(nóng)戶家庭的人均消費(fèi)支出有正向影響，這個(gè)結(jié)論與大多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論相符；農(nóng)戶家庭人均收入對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有顯著的正向影響，符合理論預(yù)期；農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)及農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有顯著的正向影響，且農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)的影響強(qiáng)度要大于農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)的影響強(qiáng)度，原因在于固定資產(chǎn)主要體現(xiàn)為農(nóng)戶家庭的一些房產(chǎn)等，而金融資產(chǎn)主要體現(xiàn)為農(nóng)戶家庭擁有的財(cái)富；農(nóng)戶家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)(即“新農(nóng)保”)對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有著顯著的正向作用，農(nóng)戶家庭醫(yī)療保險(xiǎn)(即“新農(nóng)合”)對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有顯著的負(fù)向作用，可能的解釋是農(nóng)戶家庭成員因患有疾病而參加醫(yī)療保險(xiǎn)或因病致貧從而減少醫(yī)療支出。

表3 全國(guó)樣本中農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比的回歸結(jié)果

注：1)***表示在1%的水平上顯著；2)為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)、農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)

2.東中西部區(qū)域樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果及分析。東中西部地區(qū)農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 東中西部樣本中農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比的回歸結(jié)果

注：1)***、*分別表示在1%、10%的水平上顯著；2)為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)、農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)；3)括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量

從表4可知，東部及中部地區(qū)農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比變量的估計(jì)系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，西部地區(qū)農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)也為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)東部及中部地區(qū)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有負(fù)向影響，且影響的區(qū)域差異比較明顯，總的來(lái)說(shuō)，家庭養(yǎng)老對(duì)中部地區(qū)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出的影響要大于東部地區(qū)，而東部地區(qū)又大于西部地區(qū)。該實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3，說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)水平的影響存在區(qū)域差異。 受經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度及人口變化的影響，中部地區(qū)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)最高，而東部和西部接近，但東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較高，農(nóng)戶家庭對(duì)養(yǎng)老的承載能力較強(qiáng)，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)帶來(lái)的的影響較弱，而中部地區(qū)農(nóng)戶家庭成員的承載能力較弱，其養(yǎng)老承載力整體處于弱勢(shì)。受經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度及人口變化的影響，中部地區(qū)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)最高，而東部和西部接近，但東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較高，農(nóng)戶家庭對(duì)養(yǎng)老的承載能力較強(qiáng)，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)帶來(lái)的影響較弱，而中部地區(qū)農(nóng)戶家庭成員的承載能力較弱，其養(yǎng)老承載力整體處于弱勢(shì)。

(二)家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出類(lèi)別影響的實(shí)證結(jié)果及分析

1.全國(guó)樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果及分析。在全國(guó)樣本中，農(nóng)戶家庭各類(lèi)消費(fèi)支出的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。從表5可知，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)衣著支出、教育文化娛樂(lè)支出、交通通信支出的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)居住支出的估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)這些消費(fèi)支出有負(fù)向影響；農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)生活用品支出的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，對(duì)食品、醫(yī)療保健支出的估計(jì)系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。該實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2，說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了顯著的影響，農(nóng)戶養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的加重不但會(huì)改變農(nóng)戶家庭消費(fèi)的偏好，還會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整產(chǎn)生一定的指導(dǎo)作用。

表5 全國(guó)樣本中農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出類(lèi)別的實(shí)證結(jié)果

注：1)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；2)為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)、農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)；3)括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量

2.東中西部區(qū)域樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果及分析。東中西部地區(qū)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出類(lèi)別的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。從表6可知，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)戶家庭各個(gè)類(lèi)別消費(fèi)支出的影響存在顯著的區(qū)域差異。該實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3，說(shuō)明我國(guó)東中西部地區(qū)家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)類(lèi)別影響存在區(qū)域差異：(1)對(duì)東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)衣著支出、教育文化娛樂(lè)支出、交通通信支出的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)居住支出、生活用品支出的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明東部地區(qū)家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)這些消費(fèi)類(lèi)別有負(fù)向影響；農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)食品支出、醫(yī)療保健支出的估計(jì)系數(shù)為正，這說(shuō)明東部地區(qū)家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)這些消費(fèi)類(lèi)別有正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。(2)對(duì)中部地區(qū)來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)衣著支出、居住支出、交通通信支出的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)教育文化娛樂(lè)支出的估計(jì)系數(shù)在10%的水平顯著為負(fù)，這意味著家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)這些消費(fèi)支出有著負(fù)向影響；農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)食品、醫(yī)療保健支出有正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。(3)對(duì)西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)教育文化娛樂(lè)支出、交通通信支出的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)衣著支出的估計(jì)系數(shù)在10%的水平顯著為負(fù)，說(shuō)明家庭養(yǎng)老對(duì)這些消費(fèi)支出有負(fù)向影響；農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)食品、醫(yī)療保健支出有正向影響，對(duì)居住支出有負(fù)向影響，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。從總體上看，家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭的各類(lèi)消費(fèi)支出(主要是衣著、居住、生活用品、交通通信支出)的影響強(qiáng)度，中部地區(qū)比較大，東部次之，西部相對(duì)較小。

表6 東中西部樣本中農(nóng)戶家庭老年人口撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)支出類(lèi)別影響的實(shí)證結(jié)果Table 6 Empirical results of the impact of the dependency ratio of rural households on the consumption expenditure category in the sample of the eastern, central and western regions

注：1)***、*分別表示在1%、10%的水平上顯著；2)為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)戶家庭人均固定資產(chǎn)、農(nóng)戶家庭人均金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)；3)括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量

四、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論

本文探討了家庭養(yǎng)老與農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間的關(guān)系，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出有負(fù)向影響，對(duì)農(nóng)戶家庭消費(fèi)有抑制作用，且對(duì)中部地區(qū)的影響大于東部及西部地區(qū)。家庭養(yǎng)老對(duì)衣著支出、居住支出、生活用品支出、教育文化娛樂(lè)支出、交通通信支出存在負(fù)向影響，而對(duì)食品支出、醫(yī)療保健支出有正向影響，并且這種影響具有區(qū)域差異性，對(duì)中部地區(qū)的影響大，對(duì)東部及西部地區(qū)的影響小。

(二)政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下對(duì)策建議：(1)發(fā)展銀發(fā)產(chǎn)業(yè)，培育農(nóng)村老年人口消費(fèi)需求增長(zhǎng)點(diǎn)。人口是消費(fèi)需求的核心動(dòng)力，人口結(jié)構(gòu)的變化特別是人口的老齡化意味著市場(chǎng)需求的變化。實(shí)證表明，老齡化對(duì)農(nóng)村居民不同類(lèi)別消費(fèi)支出既有抑制效應(yīng)，也有促進(jìn)作用。因此，以消費(fèi)為龍頭拉動(dòng)內(nèi)需，僅考慮總量的消費(fèi)需求是不夠的，還應(yīng)密切關(guān)注老年人口的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化。在人口老齡化背景下，可根據(jù)老年人口的消費(fèi)需求特點(diǎn)積極發(fā)展銀發(fā)產(chǎn)業(yè)。(2)完善農(nóng)村老年人口的收入保障制度。老年人消費(fèi)支出雖受各種因素的影響，但收入是影響消費(fèi)的一個(gè)重要因素，甚至是決定性因素。在加快推進(jìn)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)中，應(yīng)把農(nóng)村老年人口納入保障范圍，同時(shí)要根據(jù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，不斷完善老年人的優(yōu)待政策，提高優(yōu)待標(biāo)準(zhǔn)，確保老年人更好地享受經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的成果。(3)健全和完善社會(huì)保障制度及福利制度，穩(wěn)定農(nóng)村老年人口的消費(fèi)預(yù)期。醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有明顯的正向促進(jìn)作用，因此，政府應(yīng)完善社會(huì)保障制度，保障農(nóng)村老年人口在醫(yī)療、教育、基本公共服務(wù)等方面的支出。重點(diǎn)應(yīng)加快推進(jìn)和完善農(nóng)村基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，為農(nóng)村老年人口提供醫(yī)療保障。同時(shí)，進(jìn)一步完善農(nóng)村老年人口的福利制度。社會(huì)救助制度要向農(nóng)村老年人口傾斜，把農(nóng)村困難老年人口作為臨時(shí)生活救助、醫(yī)療救助的重點(diǎn)對(duì)象，加大救助力度。通過(guò)完善的養(yǎng)老保障體系來(lái)解決老年人的后顧之憂。(4)因地制宜制定各地區(qū)家庭養(yǎng)老政策。家庭養(yǎng)老與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著必然的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。家庭養(yǎng)老對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響存在顯著的地區(qū)域差異。因此，各地方政府可以通過(guò)區(qū)域經(jīng)濟(jì)和人口政策的實(shí)施來(lái)逐步減少這種區(qū)域差異。

需要指出的是，本文實(shí)證分析的消費(fèi)數(shù)據(jù)反映的只是農(nóng)村居民的生活消費(fèi)支出，并沒(méi)有考慮農(nóng)村居民的耐用品消費(fèi)支出，而耐用消費(fèi)品支出也是農(nóng)村居民消費(fèi)的一個(gè)重要部分，因此未來(lái)可以收集耐用品的消費(fèi)支出數(shù)據(jù)作進(jìn)一步的分析。