張微微，何 春

（1.遼寧大學(xué) 新華國(guó)際商學(xué)院，沈陽(yáng) 110036；2.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，鄭州 450046）

0引言

最早對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)間關(guān)系的研究是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani等（1954）[1]提出的生命周期理論。該理論認(rèn)為，理性個(gè)體會(huì)根據(jù)自己未來的預(yù)期收入平滑在各個(gè)時(shí)期的消費(fèi)，以此實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期的效用最大化，一般而言，如果社會(huì)中少兒人口和老年人口所占比重較大，則社會(huì)的消費(fèi)率會(huì)偏高，如果社會(huì)中中年人口所占比重較大，則社會(huì)的消費(fèi)率會(huì)偏低。基于Modigliani的生命周期假說理論，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)人口老齡化與消費(fèi)率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。Fougère和Mérette（1999）[2]通過對(duì)OECD國(guó)家的研究表明，在養(yǎng)老保障制度不斷完善的情況下，人口老齡化對(duì)消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用。Dekle（2004）[3]則從投資的角度間接研究了人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)的作用，研究表明人口老齡化降低了投資水平，促進(jìn)了社會(huì)的消費(fèi)，驗(yàn)證了生命周期假說理論。國(guó)內(nèi)的學(xué)者也得出了類似的結(jié)論，如王宇鵬（2011）[4]以跨期最優(yōu)消費(fèi)理論為基礎(chǔ)，對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行分析，結(jié)果表明老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)具有顯著的正向影響，而少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)影響并不顯著。譚江蓉和楊云彥（2012）[5]利用人口普查數(shù)據(jù)研究了人口老齡化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，表明人口老齡化對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)具有顯著的正向影響。近兩年，國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究方法上進(jìn)行了改進(jìn)，如王笳旭（2015）[6]在借助省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用兩步差分廣義矩估計(jì)方法研究了我國(guó)人口老齡化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響，人口老齡化有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，而且人口老齡化對(duì)于城、鄉(xiāng)居民的消費(fèi)都具有正向影響，對(duì)農(nóng)村居民的影響更大一些。劉鎧豪（2016）[7]利用擴(kuò)展的世代交替模型，研究了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響。

有不少學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)了與生命周期假設(shè)相悖的情形。Modiglani等（2004）[8]運(yùn)用中國(guó)1953—2000年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)人口老齡化與儲(chǔ)蓄率間關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，人口老齡化導(dǎo)致了中國(guó)居民的高儲(chǔ)蓄行為，抑制了居民的消費(fèi)。國(guó)內(nèi)學(xué)者從理論模型的角度出發(fā)，研究了人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)的影響。如李春琦和張杰平（2009）[9]通過建立動(dòng)態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)模型，考察人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，研究表明，農(nóng)村地區(qū)老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)面影響。宋寶慶和林筱文（2010）[10]根據(jù)傳統(tǒng)消費(fèi)理論，運(yùn)用狀態(tài)空間模型對(duì)我國(guó)的人口年齡結(jié)構(gòu)和居民邊際消費(fèi)率間的關(guān)系進(jìn)行研究，得到了老年撫養(yǎng)比上升會(huì)引起居民消費(fèi)邊際傾向下降的結(jié)論。與上述學(xué)者不同，部分學(xué)者通過研究表明了人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)的影響不顯著，Wan（2006）[11]利用GMM估計(jì)方法對(duì)中國(guó)1995—2004年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的結(jié)果也表明在統(tǒng)計(jì)意義上，老年撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響并不顯著。李文星等（2008）[12]和王歡等（2015）[13]也得出了相同的結(jié)論。還有一種結(jié)論是人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)具有階段性效應(yīng)，如于瀟和孫猛（2012）[14]利用灰色關(guān)聯(lián)研究了人口老齡化對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，指出中國(guó)目前處于老齡化的初期階段，老齡人口比重上升較快，對(duì)消費(fèi)表現(xiàn)出正向影響。

通過上述文獻(xiàn)梳理可以看出，大多數(shù)學(xué)者的研究驗(yàn)證了人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)率具有重要影響，但這種影響是不確定的，而且只度量了人口老齡化對(duì)消費(fèi)的“平均影響”，忽視了在不同條件分布下解釋變量對(duì)被解釋變量的影響差異，具有一定局限性。最近發(fā)展起來的分位數(shù)回歸能夠很好地解決這個(gè)問題，基于此，本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，考慮中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的特殊情況，運(yùn)用分位數(shù)回歸方法研究不同消費(fèi)率狀況下，人口老齡化對(duì)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)率的變動(dòng)影響[15]。

1 理論分析

借鑒劉鎧豪（2016）[7]的模型，將兩期的戴蒙德模型進(jìn)行擴(kuò)展，試圖建立本文的計(jì)量模型。人的一生可以劃分為三個(gè)不同的階段，用i表示個(gè)體在生命周期的不同階段，即 i={1，2，3}，i=1代表少年時(shí)期（0～14歲），i=2 代表中年時(shí)期（15～64歲），i=3代表老年時(shí)期（65歲及以上），并提出以下假設(shè)：（1）少年時(shí)期的個(gè)體不參與任何社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)，其消費(fèi)支出依靠有工作收入的成年父母；（2）生育行為只發(fā)生在中年時(shí)期，個(gè)體在中年時(shí)期具有撫養(yǎng)yd名子女和贍養(yǎng)od名老人的責(zé)任，yd和od分別表示少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比；（3）工資收入是成年個(gè)體收入的全部來源，t時(shí)期每個(gè)成年個(gè)體能夠獲得wt的工資收入，其用途主要有以下四個(gè)方面：撫養(yǎng)孩子支出yd，贍養(yǎng)一位老人支出 γ?od（是老年人的總消費(fèi)，γ表示成年子女為老年人提供的贍養(yǎng)費(fèi)占總消費(fèi)的比重），自身的消費(fèi)支出ct2，

為養(yǎng)老而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄st，利率為rt；（4）老年時(shí)期的個(gè)體不參與任何社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)，不再進(jìn)行儲(chǔ)蓄，其消費(fèi)支出來源于成年時(shí)期的儲(chǔ)蓄st（1+rt）和子女給予的贍養(yǎng)費(fèi)；（5）老年個(gè)體去世時(shí)儲(chǔ)蓄為零，沒有財(cái)富的代際轉(zhuǎn)移。根據(jù)以上假定，可得以下三個(gè)約束條件：成年時(shí)期個(gè)體的預(yù)算約束為:

老年時(shí)期個(gè)體的預(yù)算約束為：

將式（2）代入到式（1）中得到跨期約束條件為：

撫養(yǎng)兒童和贍養(yǎng)老人能夠使成年個(gè)體獲取間接效用，用φ和?表示從撫養(yǎng)兒童和贍養(yǎng)老人的消費(fèi)支出中獲取效用的貼現(xiàn)率，β表示貼現(xiàn)因子，且 0＜β，φ，?＜1，則最終效用函數(shù)為：

消費(fèi)者效用函數(shù)為：

個(gè)體要實(shí)現(xiàn)效用最大化，即：

約束條件為：

通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，求得個(gè)體在各個(gè)時(shí)期的最優(yōu)消費(fèi)：

將式（8）至式（10）代入式（3）中，求得：

將式（10）代入式（11），然后代入式（2）中，求得：

t期，成年人的消費(fèi)支出為：

則消費(fèi)率為：

可以驗(yàn)證：

根據(jù)式（15），提出如下命題：

老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有正向作用。

2 模型設(shè)定及變量選取

2.1 模型設(shè)定

根據(jù)以上分析，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

其中，i代表觀察地區(qū)，i=1，2，3,???,31，t代表觀察時(shí)間，t=2000，2001,???,2014 。 conratei，t代表消費(fèi)率，oldi，t代表老年撫養(yǎng)比，youngi，t代表少兒撫養(yǎng)比，Xi，t代表控制變量，εi，t代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)研究的現(xiàn)實(shí)意義以及數(shù)據(jù)的可得性，本文搜集了中國(guó)31個(gè)省份2000—2014年的數(shù)據(jù)資料，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》。

2.2 變量選取

2.2.1 核心變量

消費(fèi)率（conrate）：借鑒劉鎧豪（2016）[7]等的做法，消費(fèi)率的計(jì)算依據(jù)為人均消費(fèi)支出/人均收入。

老年撫養(yǎng)比（old）：衡量了地區(qū)的老齡化程度，計(jì)算依據(jù)為65歲以上人口數(shù)/15～64歲人口數(shù)。

2.2.2 對(duì)比變量

考慮到老年人和少兒都不能為社會(huì)創(chuàng)造財(cái)富，是消費(fèi)的主要群體，因此在進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，可把少兒撫養(yǎng)比（young）作為對(duì)比，與老年撫養(yǎng)比一起進(jìn)行分析，計(jì)算依據(jù)是14歲以下人口數(shù)/15～64歲人口數(shù)。

2.2.3 控制變量（X）

此外，本文還選取了其他一些影響居民消費(fèi)率的變量作為控制變量，主要有實(shí)際收入（income）、實(shí)際收入增長(zhǎng)率（growth）、通貨膨脹率（inf）、實(shí)際利率（rate）、城鎮(zhèn)化率（urban）、社會(huì)保障程度（security）。

需要指出的是，帶有后綴ur的變量表示該變量來自于城鎮(zhèn)地區(qū)，帶有后綴ru則表示該變量來自于農(nóng)村地區(qū)，各變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示：

表1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

3 實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)Hauseman檢驗(yàn)結(jié)果，固定效應(yīng)模型更有效率，因此本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。為考察回歸結(jié)果的平穩(wěn)性，首先對(duì)本文的核心解釋變量老年撫養(yǎng)比進(jìn)行回歸（見表2和表3的基本方程），然后逐步加入不同的控制變量進(jìn)行回歸（見表2和表3的擴(kuò)展方程）。可以看出，在加入不同的控制變量后，城鎮(zhèn)地區(qū)主要解釋變量的符號(hào)和顯著性沒有發(fā)生改變，檢驗(yàn)結(jié)果比較穩(wěn)定。農(nóng)村地區(qū)的少兒撫養(yǎng)比檢驗(yàn)結(jié)果也比較穩(wěn)定，農(nóng)村地區(qū)的老年撫養(yǎng)比系數(shù)不顯著，在加入控制變量后變得顯著。

表2 城鎮(zhèn)地區(qū)人口老齡化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)效應(yīng)的影響

根據(jù)表2基本方程的結(jié)果，城鎮(zhèn)地區(qū)的老年撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)居民的消費(fèi)率具有顯著正向作用，在加入不同的控制變量后，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的正向作用不發(fā)生改變，驗(yàn)證了前文提到的老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有正向作用的結(jié)論。同時(shí)也可以看出，方程（1）的檢驗(yàn)結(jié)果具有一定的穩(wěn)定性。這是因?yàn)槔夏耆说纳頇C(jī)能不斷下降，勞動(dòng)能力也在逐漸喪失，因此，老年人一般不會(huì)參與社會(huì)勞動(dòng)創(chuàng)造財(cái)富，只是純粹的消費(fèi)者。當(dāng)老年人撫養(yǎng)比提高時(shí)，他們需要的食品、衣物、服務(wù)等的數(shù)量增加，而社會(huì)創(chuàng)造的總財(cái)富沒有增加，這樣就會(huì)增加整個(gè)社會(huì)的平均消費(fèi)率。雖然城鎮(zhèn)地區(qū)大部分老人都有退休金和養(yǎng)老金，但這部分資金僅能夠維持他們的基本生活。

表3 農(nóng)村地區(qū)人口老齡化對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)影響

城鎮(zhèn)地區(qū)的少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有顯著正向作用。20世紀(jì)后期實(shí)行的計(jì)劃生育政策降低了城鎮(zhèn)地區(qū)的生育率，城鎮(zhèn)平均每個(gè)家庭擁有孩子的數(shù)量減少，孩子數(shù)量的減少一方面使城鎮(zhèn)居民撫養(yǎng)孩子的成本降低，另一方面使城鎮(zhèn)居民“養(yǎng)兒防老”的觀念發(fā)生了轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)居民開始為養(yǎng)老進(jìn)行較多的儲(chǔ)蓄，在上述因素的作用下，城鎮(zhèn)地區(qū)少兒撫養(yǎng)比的下降導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率有顯著降低的趨勢(shì)。此外，利率對(duì)居民消費(fèi)率的影響顯著為正。事實(shí)上，利率對(duì)居民消費(fèi)具有替代和收入兩方面效應(yīng)，替代效應(yīng)表現(xiàn)為利率上升會(huì)使居民增加儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)期消費(fèi)；收入效應(yīng)表現(xiàn)為利率上升會(huì)提高城鎮(zhèn)居民的預(yù)期收益，增加當(dāng)期的消費(fèi)，當(dāng)收入效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)，利率上升會(huì)增加居民的消費(fèi)。城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)率的作用顯著為正，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。收入對(duì)居民消費(fèi)率的作用顯著為負(fù)，在邊際消費(fèi)傾向遞減的規(guī)律下，收入增加，導(dǎo)致居民的消費(fèi)率下降。社會(huì)保障制度對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率的系數(shù)不顯著[4]。

表3的方程（1）表明，農(nóng)村地區(qū)的老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的作用不顯著，在加入一些控制變量后，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的作用顯著為正。一種可能的解釋是，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障機(jī)制不健全，農(nóng)村居民主要是以家庭養(yǎng)老為主，隨著老年人比重的不斷上升，養(yǎng)老壓力也與日俱增，在收入不高的情況下，農(nóng)村居民只能通過減少消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄的方式為將來的養(yǎng)老做準(zhǔn)備，在這種情況下，老年撫養(yǎng)比的提高對(duì)居民的消費(fèi)具有負(fù)面作用。但從另外一個(gè)角度講，相對(duì)于年輕人，老年人的身體素質(zhì)不容樂觀，農(nóng)村地區(qū)很多老年人都患有疾病，而且農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療保健體系也不完善，老年人看病時(shí)需要負(fù)擔(dān)部分醫(yī)藥費(fèi)用，對(duì)于農(nóng)村家庭而言這也是筆不小的開支，這就促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)率的增加。在正負(fù)兩方面效應(yīng)的作用下，農(nóng)村地區(qū)老年人對(duì)居民的消費(fèi)率不顯著。

少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率具有顯著的負(fù)向作用。這主要是由于農(nóng)村地區(qū)生活條件艱苦，農(nóng)村居民希望自己的子女通過努力改變“面朝黃土背朝天”的命運(yùn)，極其重視對(duì)子女人力資本的投資，將大部分的積蓄都用于人力資本投資，因此消費(fèi)會(huì)相應(yīng)地減少。城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)率的作用顯著為正，原因是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，吸納了大量的農(nóng)村就業(yè)人員，提高了農(nóng)村居民的收入，收入的提高會(huì)促使消費(fèi)的增加。農(nóng)村居民實(shí)際收入對(duì)消費(fèi)率的作用顯著為負(fù)，與城鎮(zhèn)居民一樣，消費(fèi)的增長(zhǎng)速度低于收入增長(zhǎng)速度。社會(huì)保障水平對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)率的作用顯著為負(fù)，事實(shí)上，近些年我國(guó)的社會(huì)保障水平有所提高，但整體上還處于較低水平，農(nóng)村居民對(duì)未來并沒有表現(xiàn)出樂觀的態(tài)度，為防患于未然，農(nóng)村居民都增加儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)前消費(fèi)。利率的變化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)率的作用不顯著[16]。

4 分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸是均值回歸的一種拓展，將解釋變量在0～1之間不同分位點(diǎn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)系數(shù)表示為解釋變量對(duì)被解釋變量在特定分位點(diǎn)的邊際效應(yīng)，在不同的分位點(diǎn)，可以得到不同的分位數(shù)函數(shù)。鑒于篇幅有限，僅做了老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比的對(duì)居民消費(fèi)率的分位數(shù)回歸。

4.1 城鎮(zhèn)地區(qū)分位數(shù)回歸

從表4回歸結(jié)果看，城鎮(zhèn)地區(qū)老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率不同分位數(shù)的影響系數(shù)有著明顯的變化。老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)率的影響呈現(xiàn)出“倒U型”，見圖1。對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，當(dāng)消費(fèi)率低于第30個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)率，原因是居民消費(fèi)率低的人群往往是高收入人群，高收入人群特別注重生活質(zhì)量的提升，對(duì)老年人的花費(fèi)除了滿足基本的生活、醫(yī)療保健消費(fèi)支出外，還需滿足老年人的精神生活，如參加文體活動(dòng)、外出旅游，也是筆不小的費(fèi)用，因此，對(duì)于高收入群體，隨著老年人比重的上升，家庭的消費(fèi)率會(huì)增加得更快。當(dāng)消費(fèi)率在30分位點(diǎn)到50分位點(diǎn)時(shí)，老年撫養(yǎng)比的變化對(duì)居民消費(fèi)率的作用變化比較緩和。當(dāng)消費(fèi)率高于50個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)降低居民的消費(fèi)率。原因在于，消費(fèi)率高的群體都是城鎮(zhèn)中的低收入者，他們的收入大部分都用來滿足基本的生活支出，增加老年人的比重會(huì)給他們的生活帶來負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致消費(fèi)率逐漸下降。

表4 城鎮(zhèn)地區(qū)分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

圖1 城鎮(zhèn)地區(qū)分位數(shù)回歸變量系數(shù)曲線圖

少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)率的影響處于一直上升的狀態(tài)，在第10個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的系數(shù)為0.0025，在50分位點(diǎn)為0.0034，在90分位點(diǎn)為0.0048，并且都是顯著的。原因是城鎮(zhèn)地區(qū)的少兒撫養(yǎng)比增加時(shí)，撫養(yǎng)少兒的消費(fèi)支出就會(huì)增加，消費(fèi)率也會(huì)隨之提高。

4.2 農(nóng)村地區(qū)分位數(shù)回歸

從表5回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，隨著分位數(shù)的不斷提高，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的系數(shù)符號(hào)由正變?yōu)樨?fù)，發(fā)生了改變，并且在低分位數(shù)和高分位數(shù)顯著，在一定程度上解釋了表3方程（1）中農(nóng)村地區(qū)老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率的平均影響不顯著的結(jié)果。具體而言，在低分位數(shù)區(qū)域，是少數(shù)比較富裕的農(nóng)村家庭，有充足的能力負(fù)擔(dān)老年人的生活，當(dāng)老年撫養(yǎng)比上升時(shí)自然會(huì)增加居民的消費(fèi)率。然而，在高分位數(shù)區(qū)域，是多數(shù)生活水平較低的農(nóng)村家庭，由于農(nóng)村社會(huì)保障體系的不健全，導(dǎo)致農(nóng)村居民對(duì)未來預(yù)期不確定性的增加，進(jìn)行了較多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。此外，受傳統(tǒng)觀念的影響，農(nóng)村地區(qū)老年人的消費(fèi)習(xí)慣也比較保守，增加了儲(chǔ)蓄，減少了消費(fèi)[7]。

表5 農(nóng)村地區(qū)分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

隨著農(nóng)村居民消費(fèi)率分位數(shù)的增加，少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的系數(shù)由正變?yōu)樨?fù)，并且在中低分位數(shù)顯著。如在50分位數(shù)時(shí)少兒撫養(yǎng)比系數(shù)為0.0017，在90分位數(shù)為-0.0017。在中低分位數(shù)區(qū)域，農(nóng)村家庭的生活條件相對(duì)較好，少兒撫養(yǎng)比的增加會(huì)增加少兒的撫養(yǎng)支出，增加居民的消費(fèi)率。但在高分位數(shù)區(qū)域，農(nóng)村家庭條件比較差，農(nóng)民希望通過孩子的努力改變家庭的命運(yùn)，因此，對(duì)教育的投資支出要遠(yuǎn)高于消費(fèi)支出，消費(fèi)率會(huì)相應(yīng)下降。

5 結(jié)論

本文在戴蒙德模型的基礎(chǔ)上，建立了兩期的消費(fèi)迭代模型，理論上研究了人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)率的影響，得出了老年撫養(yǎng)比對(duì)居民的消費(fèi)率具有正向作用的結(jié)論。并利用2000—2014年城鎮(zhèn)和農(nóng)村的省級(jí)面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)回歸和分位數(shù)回歸，不僅考察了城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)率的平均影響，也考察了在消費(fèi)率的不同分位數(shù)階段，人口老齡化對(duì)消費(fèi)率的具體影響。得出如下結(jié)論：

第一，城鎮(zhèn)地區(qū)的老年撫養(yǎng)比對(duì)居民的消費(fèi)具有正向作用。城鎮(zhèn)地區(qū)的居民生活水平比較高，大部分老年人都有自己的退休金和養(yǎng)老金，老年人作為純粹的消費(fèi)者，當(dāng)撫養(yǎng)比上升時(shí)，社會(huì)總消費(fèi)支出會(huì)增加，消費(fèi)率也會(huì)增加。從分位數(shù)回歸的結(jié)果看，城鎮(zhèn)地區(qū)老年撫養(yǎng)比對(duì)居民的消費(fèi)率的影響呈現(xiàn)出“倒U型”。當(dāng)?shù)陀?0分位數(shù)時(shí)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響上升，當(dāng)在30分位數(shù)到50分位數(shù)時(shí)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響變化不明顯，當(dāng)高于30分位數(shù)時(shí)，老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的影響下降。

第二，農(nóng)村地區(qū)的老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率的作用不顯著。從分位數(shù)回歸結(jié)果看，農(nóng)村地區(qū)老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率變化呈下降趨勢(shì)，并且由正變?yōu)樨?fù)。一種可能的解釋是，隨著消費(fèi)率分位數(shù)的不斷增加，農(nóng)村地區(qū)家庭的生活條件會(huì)逐漸變差，社會(huì)保障體系的不完善使農(nóng)村居民對(duì)未來充滿了不確定，因此，農(nóng)村居民盡可能多地增加儲(chǔ)蓄，減少消費(fèi)。