2014年第9期No. 9,2014 (总第411期)General No . 411 4、'"何也我国农村家庭消费倾向的实证研究一一基于人口年龄结构的视角李晓嘉蒋承(对外经济贸易大学公共管理学院，北京1侧29;北京大学教育学防教育经济研究所，北京1∞871) 摘要:本文采用2010和2012年中国家庭动态跟踪调查(CFPS)在25个省6299个农村家庭的最新两期截面微观数据，将生命周期模型与预防性储蓄理论结合起来，考察人口年龄结构对农村家庭消费的影响。实证结果显示，人口年龄结构变动对农村家庭的消费倾向具有显著影响。其中，少儿抚养比对农村家庭消费倾向具有显著的负效应;老年抚养比对农村家庭消费倾向具有显著的正效应。研究表明，我国现阶段农村居民消费低迷的原因并不是农村人口老龄化所引起的，相反，少儿抚养比的下降和老年抚养比的上升在一定程度上有助于农村家庭的消费倾向提高，而不同地区老龄化程度的差异是东部地区家庭消费高于中西部地区的重要原因。关键词:农村居民;消费倾向;人口年龄结构JEL分类号:D12，018，R23文献标识码:A文章编号:1002-7掬(2014)ω-0115-13 古口一、引从2010年开始，中国的GDP超过日本，成为仅次于美国之后的世界第二大经济体，但居民消费率过低已经成为制约经济发展的深层结构性问题。我国农村居民占全国人口近50%，是一个非常庞大的消费群体，但消费能力一直偏低，农村消费比例仅占全国消费总量的113。不仅如此，农村居民消费支出所占最终消费支出额的比重还呈逐年下降趋收稿日期:2014-03 -14 作者简介:李晓嘉，经济学博士，对外经济贸易大学公共管理学院副教授.Email:D31220@.蒋承(通讯作者)，经济学博士，北京大学教育学院/教育经济研究所副教授，Email: jiangcheng. pku@ 126. com. *本文受到国家社科项目"财政政策对私人消费的效应及解释研究"( 12CJY094 ) ;自然科学基金项目"城乡一体化进程中家庭养老的成本与调整机制研究"(71∞3∞3);对外经济贸易大学中央高校基本科研业务费专项资金资助(13YQ15)的资助。感谢匿名审稿人的宝贵意见，当然文责自负。①根据《中国统计年鉴2013>相关数据计算而得。115
116 总第411期4、1r1l1也势，1978年农村居民的消费支出所占比重为%，2012年这一比重下降到16%①。国内外学者对影响农村居民消费的各种因素进行了诸多探讨，近年来我国人口老龄化特征不断加强，人口年龄结构变动对农村居民消费的影响引起了政府和学界的广泛关注。已有的研究表明消费者因所处的年龄阶段不同而具有不同的消费行为特征，因此，人口结构的变化必将对农村居民消费产生深远的影响。近三十年来，随着计划生育政策实施和经济社会转型，我国的人口年龄结构也发生较大变化，人口老龄化特征日渐明显。按照联合国的标准①，一个国家(或地区)60岁以上老人达到总人口的10%，或者65岁以上的老人占总人口的7%，该国家(或地区)即视为进人老龄化社会。目前来看，中国已经进入了老龄化社会发展时期，而农村地区的人口老龄化现象更加突出②。由于工业化和城镇化，大量适龄劳动人口从农村流向城镇，使得农村地区的人口老龄化进程加速，人口因素必将对农村地区的经济发展和居民消费带来深刻的影响。从已有的研究成果来看，人口年龄结构变化通过以下两种机制作用于居民消费。微观方面，生命周期理论认为消费者为实现一生平滑消费，会对预期总收入在一生各期内进行最优配置，以实现跨期效用最大化。由于劳动年龄人口的收人和财富除了自身消费之外还要用于抚养下一代和退休后支出，因此劳动人口一般为正储蓄，而儿童和老年人口一般为负储蓄。如果一国劳动人口比重上升，其总消费率会降低，相应的储蓄率会上升，反之当儿童和老年人口所占比重上升，总消费率会提高，储蓄率会下降。另外，人口年龄结构也可以通过宏观机制来影响居民消费，短期内如果劳动人口下降，将导致社会积累的储蓄转化为消费，使社会消费水平暂时增加。但从长期来看，社会总产出会随着劳动人口的减少而降低，导致人均消费水平相应降低。不过当劳动人口减少时，如果社会为每个人配备的资本存量不变，那么因人口减少所节约的投资可以转化为消费。劳动人口下降对消费总的影响取决于这两种相反效应的对比。在上述理论框架内，结合宏观总量数据和微观家庭调查数据，国外学者就人口结构变动对消费率(储蓄率)的影响进行了大量经验研究，但并未得出一致的结论。一部分学者的研究表明，人口老龄化对储蓄率有负面影响，有利于消费的增长(Leff，1969; Loayza et al. ,2000; Modigliani and Cao ，2004)。而另一部分学者的研究则发现人口老龄化对储蓄率有正面影响，不利于消费的增长(Kelleyand Schmidt, 1996 ; Demery and Duck, 2006 )。还有学者认为人口老龄化对消费率(储蓄率)的影响不显著(Deatonand Paxson, 1997 ; Kra町，2000;Horioka and Wan, 2006 )。随着我国社会老龄化程度的不断加深，国内学者开始将人口年龄结构变量引人经济模型以考察消费变动中人口年龄结构的影响，但理论性文献相对较少，实证研究结果也存(United Nations, 1956, "The aging of population and its economic and social implications" , New York. ②根据全国第六次人口普查的数据，20lO年我国60岁及以上人口占总人口的比重城镇为%，农村为岛;65岁及以上的老年人口占总人口的比重城镇为岛，农村为%。
2014年第9期我国农村东庭消费倾向的实证研究117 在分歧。一些学者认为人口老龄化对居民消费具有正效应(汪伟，2009;王宇鹏，2011;谭江蓉和杨云彦，2012)，另一些学者认为人口老龄化对居民消费具有负效应(袁志刚和宋铮，2∞0;李春琦和张杰平，2009;陈冲，2011)或影响不显著(李文星，2008)，还有一些学者认为人口老龄化对居民消费的影响是非线性的，具有明显的阶段性(于潇，2012)。由此可见，现有的研究得出了一些有价值的结论，但仍有改进空间。首先，国内关于人口结构与农村居民消费关系的研究主要是采用宏观数据，宏观数据难以区分不同质的消费者的消费行为，很多不切实际的假定在现实中通常不能成立(Deaton , 1992 )。因此，从20世纪80年代开始，主流经济学就强调要使用微观数据来进行现代消费的经验研究，并得出了很多和总量研究不一致的结论。其次，国内的研究大多是在传统的生命周期理论框架下探讨人口年龄结构与农村家庭消费的关系，但中国处于转型时期体制改革带来的不确定因素对农村居民消费也有重要影响，因此，本文在生命周期理论框架下引人不确定性代理变量，考察了人口年龄结构因素对家庭消费倾向的不同影响。最后，由于我国区域经济发展水平的不平衡，使得人口年龄结构存在明显的区域差异，因此本文比较了不同区域内人口年龄结构差异对家庭消费倾向的影响，试图对人口年龄结构的消费效应进行准确测算。综上，本文将采用2010年和2012年中国家庭动态跟踪调查(CFPS)在25个省6299个农村家庭的最新微观调查数据，将生命周期模型与预防性储蓄理论结合起来，从全国和区域两个角度考察人口年龄结构与农村家庭消费倾向的关系，以期更加全面地认识农村居民的消费行为。二、数据来源及分布特征(一)数据说明本文使用数据全部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( CFPS)的微观调查数据。CFPS自2010年起正式实施基线调查，至2012年已经开展了三期调查。2010年CFPS基线调查涉及25个省①的162个区县的14960户家庭的访问，2011年的调查规模相对较小，主要是对2010年的样本进行维护和对2012年的全部样本进行预调查。2012年，CFPS对2010年完访的14960个家庭全部进行了跟踪，其中12726个家庭成功完成了访问，追踪成功率为%。本文通过2010和2012年两年样本，获得了所需要的6299个农村家庭所有变量的数据，具体见表1。① 东部地区包括10个省级行政区，分别为北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东;西部地区包括7个省级行政区，分别是四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、广西;中部地区包括8个省级行政区，分别是山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。
118 舍、Jr<<f也总第411期表1变量的统计性描述(2012年}单位:元(按当年价格计算)均值标准差最小值最大值样本量家庭人均消费支出 209760 6289 家庭人均纯收入10∞ 349066. 7 6271 1∞ 人均自有住房面积(米) O 6299 5∞ 少儿抚养比(15岁以下/15-64岁) o 6299 老年抚养比(65岁以上/15-64岁)O. 12 。6299 户主性别(男性=1，女性=0) 。6299 户主年龄50. 15 16 91 6299 户主婚姻状况(已婚=1;其他=0) O 6299 户主受教育年限 O 16 6299 户主政治面貌(党员=1，其他=0) 。6299 家庭就业人口比例 。6299 家庭医疗保险人数 O 10 6299 家庭养老保险人数O. 14 O 4 6299 本文把"农户消费倾向"定义为家庭人均消费支出①与人均纯收入之比②。从表1中可以看出，2012年家庭人均消费支出为元，人均纯收人为元，农户的平均消费倾向为629毛，平均储蓄倾向为3813毛。从CFPS的样本数据来看，2012年农户人均教育和医疗消费支出约为元，占家庭消费支出的50%左右，可见教育和医疗消费两项支出已经成为农户消费的重要支出项目。其他变量信息方面，户主年龄平均为50岁左右，男性户主所占的比例显著高于女性户主，户主婚姻状况绝大多数为已婚，平均受教育年限在小学水平。(二)中国农村家庭消费的分布特征随着计划生育政策的实施，中国在短时间内实现了人口转型，劳动力人口比例迅速提高。根据LCH模型(Modiglianiand Brumberg, 1954) ，劳动人口的储蓄比例要高于其他年龄阶段，如果劳动年龄人口在总人口中所占比重提高，那么整个社会的消费率会相应下降，因此很多研究认为人口年龄结构的变化是导致中国近年来低消费和高储蓄的重要原因之一。从图l可以看出，与经典的生命周期假说不同，2010年我国农村居民的消费倾向呈先上升，后下降的倒U型的生命周期特征。户主年龄30岁以下家庭的消费倾向明① 消费支出是指食品、衣着、交通、通信、教育和文化、医疗保健、娱乐休闲、居住、杂项商品和服务共九个大项的年度支出之和，其中居住支出仅包括家庭的水电燃料费和房屋维修费用这部分日常性支出。② CFPS中的农村家庭纯收入为工资性收入、经营性收入、转移性收入、财产性收入和其他收入之和。
、2014年第9期我国农村家庭消费倾向的实证研究119 显低于其他年龄段的家庭，说明年轻家庭消费倾向处于所有年龄段的最低点。.当子女出生并开始接受教育，户主年龄在30-40岁的家庭消费倾向开始上升。随着子女年龄的增长，教育费用也在增加，户主年龄在40-50岁之间的家庭，消费倾向达到生命周期的第一个高点，此后随着子女教育结束并成家立业，消费倾向逐渐下降，并在60-65岁之间达到整个生命周期的第二个低点。但当户主步人老年阶段，医疗支出等各种费用开始增加，使得消费倾向在户主年龄70-75岁之间达到整个生命周期的最高点，然后消费倾向叉开始缓慢下降。以上结论虽然不符合建立在西方成熟市场经济基础上消费行为的生命周期特征，但与沈坤荣和谢勇(2012)研究结论一致。--巳.。20 40 。80 户主年龄困12010年农村家庭消费倾向的生命周期分布三、模型的构建及估计方法(一)模型的构建本文在生命周期(LCH)的理论框架下，假设家庭在生命周期预算约束下，追求终身效用的极大化。由于不确定性对消费也存在影响，那么理性消费者只能通过降低当期消费，进行预防性储蓄来平滑终身消费。根据上述分析，我们将包含人口年龄的扩展消费函数模型设定为:Yd0dUNC=α。+α\LnY+α2 Wealth+α3i. +α4i. +αsFαmilYit +α6i' + 8i’ it it it 其中，C，是家庭i在t时间的消费倾向，即农村居民家庭人均生活消费支出占纯收入i的比重。Y，为家庭人均纯收人，Wealth为代表家庭资产的变量，这里选择人均自有住房iit的建筑面积来衡量农村家庭的资产水平。Yd代表家庭少儿抚养比，即农村家庭0-14岁it人口占15-64岁人口的比例，Od，代表家庭老年抚养比，即农村家庭65岁及以上人口占i15 -64岁人口的比例。FamilYi'代表可能会影响消费行为的人口特征变量，其包括户主性
120 总第411期4、'"何也别、年龄及其平方、婚姻状况、教育程度①、政治面貌等。UN，是代表农村家庭面临的收入i不确定性和支出不确定性，本文借鉴Carrolland Samwick ( 1997 )、罗楚亮(2004)的研究思路，使用收入的对数方差作为衡量收人不确定性的代理指标，由于该方法是在对家庭进行分组的基础上得到家庭收人不确定性的代理变量，所以本文将根据户主年龄、户主受教育年限、家庭就业人口比例分别作为家庭的分组依据。没有选择耕地面积和产量作为分组的原因是CFPS调查显示工资性收人占农村家庭总收人的%，已经成为农村家庭的主要收入来掘。此外，本文借鉴沈坤荣和谢勇(2012)的研究思路选择了农村家庭参加养老、医疗保险的情况作为衡量支出不确定性的负向代理指标，主要原因在于，尽管支出的不确定性难以准确预期，但在当事人遭遇到某些不确定性事件的时候，社会保险可以在很大程度上帮助他们保持财富水平的稳定，降低支出的不确定性，稳定其未来的支出预期。本文根据CFPS调查中有关加人养老和医疗保险情况的问卷统计，按各个样本家庭加总分别得到已参加两类保险的成员数，然后按照家庭总人口计算出样本农户中参加养老、医疗保险比例这两项指标，以此作为衡量支出不确定性的负向代理指标。(二)估计方法本文样本数据时序较短而截面单元较大，不同家庭的消费行为之间存在明显异质性，面临的最主要困难来自异方差的影响。因此，本文通过以下两种方法对此加以处理，一是在OLS估计之后使用异方差稳健标准误差(robust)，二是使用广义最小二乘法(FGLS)。结果显示，两种方法的估计结果之间尽管存在一些差别，但基本结论一致，下面的分析以稳健的OLS估计结果为主展开。四、计量检验及结果估计结果见表2，模型(1)只估计了收入、资产和人口年龄结构对消费倾向的影响，后几列逐渐放宽模型假设，模型(2)中加人家庭人口特征变量，模型(3)加入收入的对数方差和参加保险人口比例等不确定性的代理变量。(一)收入和资产水平对农村家庭消费的影响农户消费倾向与收入之间显著正相关，收入是当前决定农户消费的最主要因素，如果农户的收人提高1%，消费倾向平均提高'1毛(表2第3列)0 2012年CFPS的调查数据显示由于大量的农村劳动人口进人城镇务工，工资性收入已经成为农村家庭主要的收人来源，占家庭总收人的%，而经营性收人则变成农户的次要收人，占家庭总收人的31. 4% 0 2010 -2012年农村家庭人均纯收入增长了34%，这与《中国统计年鉴》农村家庭①本文采用户主的受教育年限来代表其教育程度，具体界定如下:小学以下的受教育年限为0年，小学为6年，初中为9年，高中、职业高中、中专、技校为12年，大专、高职为lS年，大学本科为16年，硕士研究生为19年，博士研究生为22年。
2014年第9期我国农村家庭消费倾向的实证研究121 人均纯收入增长了35%的水平非常接近，但是2010年农户家庭人均消费倾向为81% , 2012年这一比率降为629昏，可见样本期间我国农村居民在收人大幅增长的同时消费倾向却出现了下降。本文选择人均自有住房的建筑面积作为农户资产水平的代理变量，农户消费倾向与其资产水平之间存在正向关系，并且显著，这一结论与LCH模型一致。比较而言，农户收入水平对消费倾向的影响远大于资产水平，说明收入而非财产是我国当前农村家庭消费的主要决定因素。(二)人口年龄结构对农村家庭消费的影响用于衡量人口年龄结构特征的两个变量，少儿抚养比和老年抚养比与农村家庭消费倾向均显著相关，但作用方向不同。少儿抚养比与家庭消费倾向显著负相关，少儿抚养比每降低1个百分点，家庭消费倾向随之上升个百分点，说明少儿抚养比的降低有利于农村家庭消费倾向的提高，与生命周期假说的结论并不一致。随着我国计划生育政策的实行，农村家庭的少儿抚养比明显下降。《中国统计年鉴》的数据显示我国农村家庭的少儿抚养比从20世纪90年代初的%迅速降至2010年的% ，这与CFPS项目调查得到少儿抚养比为24%的数据非常接近，降幅达到三分之一①。虽然我国的少儿抚养比下降，但由于医疗和教育体制的市场化改革，儿童抚养成本却不断提高，因此在孩子数量和孩子质量之间存在着替代关系(Becker，1981 )。可见在既定收入条件下，如果抚养费用的增加超过因孩子减少而增加的储蓄，那么家庭消费则会不降反升(李文星，2∞8)。中国居民历来重视子女的人力资本投资，特别是农村居民更希望自己的后代能够改变农民身份。但因为少儿抚养比的急剧下降，使得农村传统依靠家庭养老的模式面临挑战，因此提高子女未来劳动就业能力是现实选择。但中国的市场化改革和受教育年限的延长增加了农户对子女的投资成本。CFPS的调查数据显示，2011年农衬6岁以上在上学居民的年均教育费用②为3651元，教育费用随着教育阶段的提高而明显增加，从小学的686元上升到大专及以上的7662元。调查还询问了1阳15岁少儿过去一年包括拿药、就医、住院在内的年均医疗费用为元。仅上述两项支出就占农村家庭当年总收入的11. 5%。可见，如果人力资本投资的增加超过因为孩子数量减少而增加的储蓄，那么虽然少儿抚养比下降，但农村家庭的消费反而上升，符合中国当前现实。老年抚养比和农村家庭消费倾向呈显著正相关，老年抚养比每上升1个百分点，家庭消费倾向将随之上升个百分点，与生命周期假说的结论一致。但与生命周期的假设不同，当前我国农村老年人并不是依靠自己的储蓄实现一生的平滑消费，而是依靠家庭其他成员的供养和自己的劳动收入作为主要的生活来源。不同于西方发达国家，中国是一个发展中国家，具有典型的城乡二元结构，长期以来农村经济发展相对落后，大部分的① 北京大学中国社会科学调查中心，2010，<中国报告2011.民生>>，北京大学出版社，第31-37页。② 教育费用包括学杂费、书本费、课外辅导费、住宿费、交通费和其他支出。
122 4、".，伴也总第411期老年人年轻时候只是维持温饱和相对较低的消费层次，并没有为老年积累充足的储蓄，依靠家庭供养仍然是目前中国农村主要的养老模式，因此有老年成员的农村家庭会相应的增加开支，以满足老年人的生活消费，家庭消费倾向会相应提高。第六次人口普查数据显示，我国农村老年人口中~岛主要靠其他家庭成员供养，~毛依靠自己的劳动收入作为主要生活来源，岛的主要依靠离退休养老金和最低生活保障金，剩下只有0..18%的农村老年人主要生活来源是财产性收人(毛中根，2013)。由此可见，我国农村地区人口老龄化提高了农村家庭消费倾向。.(三)家庭人口特征变量对农村家庭消费的影响户主为中共党员或教育程度较高的农村家庭消费倾向相对较高，可能是因为党员或是受教育程度较高的农户更容易在农村的基层组织中就业或从事非农工作，其预期收入相对稳定，可以把减少的预防性储蓄转化为家庭的即期消费。男性户主对家庭消费倾向具有显著的负效应，可能当女性因收入或其他个体特征具有优势而成为户主时，女性通常具有较强的消费欲望，家庭的消费倾向高于男性户主家庭。家庭就业人口比例①对家庭消费倾向的正效应较小，家庭就业人口比例每增加一个百分点，家庭消费倾向平均增加个百分点，说明我国农户具有很强的储蓄动机，由于勤俭节约的习惯和对未来的不确定预期，使他们更倾向于增加储蓄，减少即期消费。(四)不确定性对农村家庭消费的影响首先从收入的不确定性来看，收人的对数方差显著为负，表明收人的不确定性会抑制农户家庭消费。根据预防性储蓄理论，对未来收入的不确定性预期会提高农民的预防性储蓄动机，减少即期消费。工作是获得生活来源的主要途径，但CFPS的调查数据显示，2010年16岁及以上的农业户籍人口%的处于工作状态，元业人口比例为%，远高于非农业户籍的无业人口%的比例。当前我国农民主要通过进城打工和从事农业生产这两种工作方式获得收入，但市场风险和自然风险的相互交织，使得农民对未来收入预期有很强的不确定性。第一，在外务工的农民，由于自身素质不高，大多是灵活就业，没有长期稳定的工作，近年来城镇失业的一个新增现象是农民工失业，他们中某些人滞留城市，如果没有新的就业机会，就失去生活来源，容易陷入贫困。第二，由于农业生产本身的特殊性，加上生产资料和农产品价格的不确定使得农业经营性收入也面临着不确定性。其次，从支出的不确定性方面看，即家庭成员参加社会保险情况，结果显示，参加医疗保险对农村家庭消费倾向存在显著的正效应。2∞3年的新农合制度实施以来定程度上缓解了农民"看病难，看病贵"的问题，缩小了医疗卫生服务利用率不平等，减轻了农民的医疗负担。CFPS调查数据显示，近年来新农合的覆盖率不断提高，2012年有%的① 考虑到家庭就业人口比例这一控制变量可能存在内生性的问题，本文逐渐放宽模型假设，依次加入控制变量，对方程进行估计，比较三个模型的估计结果，方程中人口年龄的估计系数基本不变，其他变量的估计系数也没有明显变化，说明原方程内生性问题导致估计偏误的可能性较小，对本文所关心的主要变量估计结果并没有显著影响。
2014年第9期我国农村家庭消费倾向的实证研究123 农业户籍人口参加了新农合，而这一比例在2010年为%。新农合改善了农业户籍人口医疗卫生服务的可及性，农业户籍对就医的满意度较高(%)。由于医疗保险可以有效降低医疗支出的不确定性，可以全部或部分补偿个体的医疗费用，因此，参加医疗保险可以有效释放农村居民消费需求。与理论预期不同的是，参加养老保险对于农村家庭消费倾向具有显著的负效应。我国从2009年开始推行的新型农村养老保险改革，从老农保的个人储蓄积累模式向社会统筹与个人账户相结合模式转变。新型农村社会养老保险给付分为个人账户和基础养老金，其中个人账户储存额每年参考一年期存款利率计息，而由于通货膨胀因素使得个人账户基金很难保值增值。新农保的基础养老金为55元，与旧农保每月3元的养老金相比，基础养老金给付水平有了明显的提高，但与城镇基础养老金20%的替代率相比，新农保基础养老金的替代率仅为%。考虑到经济发展的地区差异，仅有贵州、云南、陕西、甘肃、西藏、青海6个西部省份的替代率达到了20%以上，有17个省份的替代率低于15% ，其中经济发达的北京、天津、上海、江苏和浙江的替代率更是低于10%(蒋春雷，2010)。可见，我国农村养老金的给付水平短时间内难以大幅提升，财富效应下降，参加养老保险人口比例越高，表示家庭老龄化情况可能越严重。由于人口政策使得传统家庭养老模式面临挑战，因此，农户家庭只能增加预防性储蓄，减少当前消费来降低未来养老支出的不确定性。表2人口年龄结构对农村家庭消费倾向的估计结果①因变量:消费倾向自变量(2) (3) (1) 时' 忡事家庭人均纯收入对数(0.ω3) ( ) () O. 串串串122 O. 127川家庭自有人均住宅面积对数() () () ..申忡*’" 少儿抚养比(15岁以下115-64岁)( ) () () " 老年抚养比(65岁以上115-64岁)() () () ..事 ... 户主性别(男性=1，女性=0)( ) ( ) -1. 117 -1. 548 户主年龄(1. 442) () O. 177 户主年龄平方(0. 186) () ① F检验无法拒绝个体固定效应相同的原假设，同时Breuschand Pagan Lagrangian multiplier检验结果显示拒绝随机效应，因此采用混合回归方法进行估计。此外，Whi悦检验显著，表明存在异方差。
124 总第411期4、'"何也(续表)因变量:消费倾向自变量(2) (3) (1) 户主婚姻状况(已婚=1，其他=0)() () 户主政治面貌(党员=1，其他=0)() () .. .串串户主受教育年限() () . . 家庭就业人口比例() () ... 收入的对数方差() O. 137 参加医疗保险人口比例() -0. 615~" 参加养老保险人口比例( ) 样本量11654 11654 11627 R平方O. 1054 注:表中()内数据为robuststand田-derrOf; "时"、"川'和"市"分别表不在1%、5%和109毛的水平下显著，下同。(五)区域人口年龄结构对农村家庭消费的影响鉴于区域发展的不平衡，接下来我们分区域考察人口年龄结构对家庭消费行为的影响。从表3中可以看出，少儿抚养比对东中西部居民消费倾向的影响系数依次为、和一。经济水平越发达的地区，少儿抚养比的下降对消费倾向的拉动越大，随着少儿抚养比的下降，东部地区消费增加的最多，中部地区次之，西部地区最少。这在某种程度上反映了我国东中西部地区居民子女抚养成本和对人力投资重视程度的差异。老年抚养比对东中西的居民消费倾向的影响系数依次为、和。可见经济水平越发达，老年抚养比的上升对消费倾向的拉动越大。随着老年抚养比的上升，东部地区消费增加最多，中部地区次之，西部地区最少。由于受到区域经济发展水平和自身收入的限制，相对东部地区而言，中西部地区老年居民以必要消费为主，消费上升的空间比较小，所以即使老年抚养比上升，对消费的拉动作用也相对有限。总体来看，我国东部地区家庭的消费要高于中西部地区，除了区域经济发展差距之外，三个地区的人口年龄结构特征也起了重要的作用。CFPS的调查数据显示，2012年东中西农村地区的少儿抚养比分别为、、，呈依次递增;而老年抚养比分别为O. 14、、，呈依次递减①，可见，东部地区农村人口老龄化程度最高，中部地区高于① 北京大学中国社会科学调查中心，2012，{中国民生发展报201吵，北京大学出版社，第28-43页。
2014年第9期我国农村家庭消费倾向的实证研究125 西部地区。表3区域人口年龄结构对农村家庭消费倾向的估计结果因变量:消费倾向自变量东部中部西部 ... o. 155事’" 家庭人均纯收入对数(0.仰5)() () .串串o. 121 家庭自有人均住宅面积对数() () () ,.. ..事’" 少儿抚养比(15岁以下/15-64岁)( ) () () ... " 老年抚养比(65岁以上/15-64岁)() () () ..申 ... 户主性别(男性=1，女性=0)() () () -1. 052 户主年龄(1. 442) () (1. 487) 户主年龄平方() () () ..申 户主婚姻状况(已婚=1，其他=0)( ) () () .. 户主政治面貌(党员=1，其他=0)() () () ..事 .. O.∞4 户主受教育年限() () () 事家庭就业人口比例() () () 忡拿 ... ’" 收入的对数方差() () () ... 参加医疗保险人口比例() () () 川 -1. 115’" 参加养老保险人口比例(0. 110) (0. 110) () 样本量4042 3691 3894 R平方 O. 1826 五、结论和建议本文采用两期截面微观调查数据的研究表明，人口年龄结构变动对农村家庭的消费倾向具有显著影响。首先，少儿抚养比对农村家庭消费倾向具有显著的负效应，这与
126 总第411期岳、.，.树也LCH模型和现有文献的结论不同，但与李文星(2008)的研究结果基本一致。其次，老年抚养比对农村家庭消费倾向具有显著的正效应，这和传统的LCH模型结论相同，但该模型中的假定条件并不完全适用于我国农户。最后，在区域比较研究中发现，人口年龄结构对农村家庭消费倾向的关系与全国一致，但影响程度不同。综上，我们提出如下政策建议:第一，政府应转变职能，在大力发展农村经济、提高农民收入水平的同时，增加对农村医疗和教青的投入力度，降低农村家庭的抚养成本。实证结果表明，农村少儿抚养比的下降反而增加了农村家庭的消费倾向，主要是由于儿童抚养成本不断提高。因此，政府只有增加相关技入，降低少儿抚养成本，减少农民对子女技资的支出预期，才能从根本上提高农民当前的消费意愿和能力。第二，政府应破除城乡分割的体制障碍，建立健全农村养老保障制度。实证结果表明，农村人口老龄化对农村家庭消费倾向有一定程度的提升作用，主要是因为现阶段我国农村老龄人口主要依靠家庭供养，这也从侧面反映出我国农村养老保障制度不健全。参考文献[1 J北京大学中国社会科学调查中心，2012，{中国民生发展报2013>，北京大学出版社，第28ω43页。[2J北京大学中国社会科学调查中心，2011，{中国报告2012.民生>，北京大学出版社，第9-23页。[3J北京大学中国社会科学调查中心，201O，{中国报告2011.民生>，北京大学出版社，第31-37页。[4J陈冲，2011，{人口结构变动与农村居民消费一一基于生命周期假说理论>，{农业技术经济》第4期，第25ω32页。[5J蒋春霄，201O，{新型农村社会养老保险制度存在的问题及对策思考>，{劳动保障世界》第12期，第22-25页。[6J李文屋，2∞8，{中国人口年龄结构和居民消费:1989-2∞啡，{经济研究》第7期，第118-129页。1[7J李春琦和张杰平，2∞9，{中国人口结构变动对农村居设消费的影响研究>，{中国人口科学》第4期，第14-22页。[8J罗楚亮，2∞4，{经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为>，{经济研究》第4期，第100-106页。[9J毛中根，2013，{中国人口年龄结构与居民消费关系的比较分析>，{人口研究》第5期，第82-89页。[lOJ沈荣坤和谢勇，2012，{不确定性与中国城镇居民储蓄率的实证研究>，{金融研究》第3期，第1-13页。[11 J谭江蓉和杨云彦，2012，{人口流动、老龄化对农村居民消费的影响>，{人口学刊》第6期，第9-15页ο[12J王宇鹏，2011，{人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究>，{中国人口科学》第1期，第65-73页。[13 J汪伟，2∞9，{经济增长、人口结构变化与中国高储蓄率>，{经济学季刊》第9期，第29-53页。[14J袁志刚和宋铮，2仪泪，{人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率>，{经济研究》第11期，第24-32页。[ 15 J于潇，2012，{中国人口老龄化对消费的影响研究>，(吉林大学社会科学学报》第1期，第143-147页。[ 16] Becker G. S. , 1981, "A Treatise on The Family" , Cambridge MA: Harv时UniversityPress. [ 17 J Carroll and Samwick, 1997, "四eNatural of Precautionary Wealth" , Joumal 01 Monet.町Ecorwmics，40(1) : 41 -71. [18 J Deaton, A. , 1992, Understanding Consumption, Oxford University Press. [ 19 J Deaton, A. S. , and Paxson, C.且，1997, "四eEffects of Economic and Population Growth on National Saving and Ine›quality " ,Demography, 34(1) :97 -114. [20J Demery 队，and Duck N. W. , 2006, "Savings -Age Profiles in the UK" , Joumal 01 Population Ecorwmics, 19 ( 5) : 521 -541. [21 J Horioka,C. Y. , and Wan, J. , 2006, "The Determinants of Household Saving in China: A Dynamic Panel Analysis of
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