空巢对老年家庭消费结构的影响——基于CFPS数据的研究.pdf

现代商贸工业2023 年第 22 期Modern Business Trade Industry No.22.2023基金项目:中共天津市委党校 2022 年度青年马克思主义者培育项目(22QMWT07);国家社会科学基金一般项目(17BRK031)。作者简介:刘立光(1990-),男,汉族,河北邢台人,博士,助理研究员,研究方向为老年消费。空巢对老年家庭消费结构的影响 基于 CFPS 数据的研究刘立光(中共天津市委党校马克思主义学院,天津 300191)摘 要:老年人口是国内消费市场的重要组成部分,挖掘老年人口消费潜力,优化消费结构是构建新发展格局的重要途径。本文基于2016 和2018 年 CFPS 数据,综合运用随机效应模型、倾向得分匹配法和机制分析等方法进行实证检验,探讨空巢与老年家庭消费结构之间的关系。研究发现:第一,空巢会降低老年家庭总消费支出,不利于消费结构优化,经内生性检验后,结果依然可信;第二,机制分析表明,收入水平、受教育程度和互联网使用对空巢老年家庭消费具有明显的促进效应。本文认为,应该从完善社会保障体系、发展银发产业和缩小消费不平等方面着手,来推动老年家庭消费升级,实现经济高质量发展。关键词:空巢;消费结构;生存型消费;发展型消费;享受型消费中图分类号:F24 文献标识码:A doi:10.19311/ki.1672-3198.2023.22.0380 引言当今世界正处于百年未有之大变局,外部环境动荡不安,我国经济社会发展面临的不稳定不确定风险明显增加,着力扩大国内需求成为目前中央经济工作的重要目标。如何提振居民消费信心,加快消费结构转型升级,是社会各界需要思考的重要问题。尤其是老年人群具有较大的消费潜力,挖掘老年群体的消费潜力、开发老年消费市场应是未来的主攻方向。但是,据第七次人口普查资料和全国老龄委数据显示,2020 年我国老年空巢家庭率已经达到 55.50%,大中城市老年空巢家庭率已达到 70.00%。随着人口预期寿命的延长,我国老年家庭空巢率仍会持续上升。空巢是否会影响老年家庭消费支出,对消费结构的影响是怎样的,需要我们进一步厘清内在关系。1 文献回顾从现有文献来看,人口老龄化对消费的影响目前还未达成共识,主要表现在以下三个方面:第一,人口老龄化对居民消费结构的影响是动态的,总体上具有抑制作用,在人口老龄化不同发展阶段对消费需求的影响不同,初始阶段为正效应,中期阶段为负效应,晚期阶段为零效应;并且对城镇居民消费率的抑制效应大于农村居民。第二,人口老龄化会带来居民家庭消费结构的升级,主要是通过提升居民家庭的医疗保健消费支出来实现,尤其是对于医疗保障尚不完善的农村地区。同时,它会抑制文教娱乐和交通通讯费用。但也有研究认为农村居民消费率随着人口老龄化程度的加深呈现先下降后上升的 U 型关系。第三,老龄化对消费不平等的效应不大,在我国农村主要是消费不平等低于收入不平等;老龄化促进医疗保健支出主要是由于老年人的健康状况较差导致的,老龄化对消费结构的作用效果在一定程度上受到健康状况的影响。综上所述,关于人口老龄化对家庭消费的影响目前已积累了丰富的文献。不过,现有文献仍存在如下欠缺:一是研究结论并未达成一致,如老龄化对消费结构的影响和城乡、性别是否存在异质性的结论并不一致;二是使用宏观数据考察微观家庭消费的变化在因果关系上较难确定;三是少有文献对两者之间内生性和机制作用解释清楚。据此本文基于 2016 和 2018 年中国家庭追踪调查(CFPS)数据,从空巢视角出发,分析了空巢对老年家庭消费结构的影响,并对其影响机制加以解释。2 研究设计2.1 数据和变量描述本文数据来自 2016 和 2018 年中国家庭追踪调查(CFPS)数据。删除年龄小于 60 岁及核心变量数据存在缺失的样本,最后有效样本数为 14356 个。被解释变量:家庭消费(consume)。恩格斯将生活资料分为生存资料、发展资料和享受资料,成为至今衡量消费结构的最重要分类方法之一。我们按照常用方法把 CFPS2016 和 2018 年调查支出分为三类:一是生存011现代商贸工业2023 年第 22 期Modern Business Trade Industry No.22.2023型消费(lifec),指的是家庭衣食住行等日常开销,具体包括食品、衣着和居住(水电、生活燃料费和日常生活用品);二是发展型消费(devc),指的是家庭设备及服务、医疗保健和交通通讯费用;三是享受型消费(enjc),指的是文教娱乐费用、美容、家庭旅游和保姆等家政服务。为剔除异常值和保证模型结果的有效,本文把家庭消费取对数处理后放入模型。2018 年老年家庭消费结构描述统计结果如表 1 所示。解释变量:老年人是否空巢(empty),界定标准为至少有一个孩子但独自居住或与配偶居住的 60 岁及以上的老年人,该变量为虚拟变量。同时参考已有文献,本文选择的控制变量包括:年龄(age)、性别(gender)、居住地类型(registration)、婚姻状态(marry)、受教育程度(education)、收入取对数(in-come)、自评健康(self-health)、慢性病(chronic)、是否使用互联网(internet)。表 1 2018 年空巢与非空巢老年家庭消费结构支出比较(元,%)空巢非空巢金额比例金额比例生存型消费食品13885.2534.4123400.2329.61衣着1257.273.123485.274.41居住7725.9919.1514623.0018.51发展型消费日常生活3203.177.9411333.4314.34医疗保健7833.2819.417774.679.84交通通讯2069.615.136754.818.55享受型消费文教娱乐2875.017.138819.0311.16旅游1216.193.012031.822.57美容等284.380.70796.471.01总消费40350.14100.00 79018.72100.00 从表 1 中我们可以发现:空巢会降低老年家庭消费支出,空巢老年家庭消费总支出少于非空巢老年家庭,差额为 38668.58 元;从消费结构来看,空巢老年家庭在生存型消费、发展型消费和享受型消费支出比例分别是56.68%、32.48%和 10.84%,非空巢老年家庭消费结构支出比例分别是52.53%、32.73%和14.74%;从单项消费支出来看,空巢老年家庭消费支出前三项分别是食品(34.41%)、医疗保健(19.41%)和居住(19.15%);非空巢老年家庭分别为食品(29.61%)、居住(18.51%)和日常生活(14.34%)。老年家庭消费中食品支出均在三成左右,但空巢老年家庭中生存支出更多,医疗保健支出将近两成,其他发展型消费和享受型消费支出较少。主要原因可能是同子女居住的老年人家庭消费以子孙两代支出为主,所以非空巢老年家庭单项消费结构并不如空巢老年家庭消费那么分明。同时,我们也对 2016 年和 2018 年老年家庭消费结构进行了纵向分析:发现老年家庭消费支出都在上升,但非空巢老年家庭增长幅度更高,主要增长点在生存型消费方面。2.2 实证策略为了能更清晰地探究空巢对老年家庭消费结构影响的关系,我们使用 2016 年和 2018 年追踪调查数据,使用随机效应模型(random effect model)作为主要统计分析方法,模型表达式如下所示:yit=0+1x1it+2x2it+kxkit+i+it(1)式(1)中,i 是个人的下标,t 是时间的下标。yit是个体i 在时点 t 上因变量的观测值,x1it至 xkit是 k 个随时间变化的自变量,1至 k是其回归系数。与多元回归模型相比,随机效应模型包含了 i 个固定的截距系数 i,这类似于增加了 i 个虚拟变量。2.3 实证结果分析2.3.1 空巢对老年家庭消费结构的随机效应分析结果表 2 空巢对老年家庭消费结构的随机效应模型估计结果变量模型 1模型 2模型 3模型 4consumelifecdevcenjcempty-0.751(0.029)-0.682(0.013)-0.803(0.031)-2.251(0.186)age-0.004(0.002)-0.006(0.003)-0.003(0.002)-0.038(0.005)gender-0.080(0.018)-0.079(0.022)-0.062(0.008)-0.146(0.021)registration0.612(0.001)0.742(0.026)0.355(0.013)1.053(0.139)marry0.276(0.004)0.237(0.013)0.350(0.002)0.259(0.068)education0.148(0.030)0.146(0.001)0.127(0.060)0.328(0.077)income0.031(0.003)0.034(0.004)0.028(0.004)0.078(0.011)self-health0.029(0.022)0.087(0.025)-0.101(0.009)0.196(0.123)chronic0.091(0.005)0.023(0.005)0.211(0.007)0.160(0.095)internet0.449(0.022)0.394(0.045)0.455(0.003)1.227(0.093)intercept10.391(0.115)9.844(0.115)9.092(0.104)8.749(0.542)样本量14356143561435614356 注:+p 0.1,p 0.05,p 0.01,p 0.001,括号内为标准误。111现代商贸工业2023 年第 22 期Modern Business Trade Industry No.22.2023 表 2 展示了空巢对老年家庭消费的影响,模型 1-4分别为老年家庭总消费、生存型消费、发展型消费和享受型消费的模型结果。从模型结果来看,空巢会降低老年家庭总体消费水平;对享受型消费的影响最大,其次是发展型消费,影响最小的是生存型消费。与非空巢老年家庭相比,空巢会使老年家庭消费总量降低 75.1%;从消费结构来看,空巢会使老年家庭生存型消费、发展型 消 费 和 享 受 型 消 费 分 别 降 低 68.2%、80.3%和2.25 倍。2.3.2 倾向值匹配的回归结果考虑到空巢老年人群和非空巢老年人群的初始条件不完全相同,比如说空巢老年人群可能是受教育程度更高、城镇户籍、独生子女家庭等因素导致的,从而导致家庭消费结构存在差异性,故老年家庭消费结构的回归结果存在选择性偏差问题。同时也考虑到对工具变量是否满足严格外生性可能存有疑惑,本文采用倾向值匹配方法(PSM)鉴别空巢与老年家庭消费结构之间的因果关系,来解决因选择性偏误而导致的内生性问题。从PSM 估计结果看,无论采取哪种匹配方法,空巢都会降低老年家庭的总消费支出及单项消费支出;这与前面随机效应模型估计结果一致,空巢对老年家庭消费结构影响最大的是享受型消费,其次是发展型消费,最弱是生存型消费,PSM 估计表明实证结论没有受到变量内生性的影响。表 3 空巢对老年家庭消费结构的 PSM 分析最近邻匹配(1:4)半径匹配(0.01)核匹配局部线性回归ATTT 检验值ATTT 检验值ATTT 检验值ATTT 检验值consume-0.690-37.31-0.713-42.38-0.704-41.93-0.754-34.66lifec-0.622-32.03-0.642-36.27-0.631-35.75-0.687-30.09devc-0.730-31.65-0.757-35.91-0.750-35.66-0.790-29.12enjc-2.233-39.59-2.247-43.7-2.228-43.44-2.309-35.24 注:表中报告的为处理组平均处理效应(ATT);按照 1:1、1:2、1:3 近邻匹配,更改半径匹配卡尺范围为 0.02,改变核匹配和局部线性回归匹配的核函数和带宽等得到的估计结果变化不大;+p 0.1,p 0.05,p 0.01,p 0.001。2.3.3 机制检验与子女一同居住必然会增加老年家庭消费,但从模型中无法看出空巢对老年家庭消费结构降低的内在原因,因此需要进行机制分析。表 4 是空巢与收入水平、受教育程度和互联网使用交互项的估计结果。表 4 空巢与收入水平、受教育程度和互联网使用交互项的估计结果自变量consumelifecdevcenjc空巢-0.950(0.043)-0.905(0.038)-0.973(0.040)-2.834(0.220)空巢 收入水平0.044(0.002)0.050(0.005)0.038(0.002)0.129(0.007)截距10.535(0.117)10.003(0.123)9.220(0.104)9.141(0.561)空巢-0.749(0.029)-0.679(0.014)-0.801(0.030)-2.249(0.186)空巢 受教育程度0.028(0.004)0.025(0.001)0.023(0.008)0.075(0.014)截距10.454(0.125)9.909(0.112)9.148(0.129)8.868(0.563)空巢-0.779(0.006)-0.707(0.006)-0.832(0.007)-2.329(0.112)空巢 互联网使用0.053(0.004)0.045(0.006)0.052(0.001)0.142(0.006)截距10.455(0.037)9.901(0.049)9.158(0.023)8.925(0.303)观测值14356143561435614356控制变量是是是是 注:p 0.1,p 0.05,p 0.01,p 0.001,括号内为标准误。(1)收入水平调节效应。收入水平是家庭消费决策的重要基础。为了检验空巢对老年家庭消费结构影响的作用机制,本文进一步研究收入水平是否可以调节空巢对老年家庭消费结构的影响。因此,在上述回归基础上引入空巢与收入水平交互项进行回归来进一步探讨。根据模型的估计结果,空巢与老年人收入水平交互项系数显著为正。这意味着收入水平可以正向调节老年家庭的消费支出,促进消费结构优化和升级。具体而言,空巢对老年家庭消费支出的抑制作用在低收入家庭更为明显,随着收入水平的提高,抑制作用将会减弱。(2)受教育程度调节效应。从上文模型结果可知,受访者受教育程度显著影响老年家庭的消费总支出和消费结构,而受教育程度能否211现代商贸工业2023 年第 22 期Modern Business Trade Industry No.22.2023在空巢家庭的消费效应中发挥调节作用,值得我们进一步探讨。我们将空巢与受教育程度交互项引分别引入随机效应模型。根据表 4 模型的估计结果,空巢与受访者受教育程度交互项系数显著为正。这意味着,在教育程度更高的老年家庭,空巢对老年家庭消费效应得到一定程度的削弱甚至消失。其中可能的原因是,受访者受教育程度影响着家庭成员的价值观和消费观。并且受教育程度较高的受访者工作类型较好,对未来稳定的收入有较高的信心,不会因为未来养老负担而进行太多储蓄,能稳定当前的消费。(3)互联网使用调节效应。互联网的使用为缓解老年人抑郁情绪提供了积极作用,空巢老人在使用互联网尤其是观看短视频的过程中,可能会受到博主或广告的影响而消费。因此,本文引入老年人互联网使用情况与空巢的交互项进行重新回归。根据表 4 模型的估计结果,互联网使用与空巢交互项系数均显著为正,说明互联网在空巢与老年家庭消费及消费结构升级中起到调节作用。其中可能的原因是空巢老人在使用互联网的过程中,会被商家的宣传所吸引,加上目前快捷的物流,有过一次成功网购体验后的空巢老人,很快会继续购物。并且在与子女和伙伴们相互沟通中也会学到许多新的购物知识。3 结论与政策建议在人口老龄化不断加深的背景下,面对经济下行压力加大、国际国内市场疲软,为促进我国经济平稳健康,实现高质量发展,必须完整、准确、全面贯彻新发展理念,加快构建国内国际双循环体系。发挥消费在拉动经济中的促进作用,刺激老年人消费需求,挖掘老年人消费潜力,从而实现经济高质量发展。本文在回顾文献基础上,使用 2016 年和 2018 年 CFPS 数据,通过随机效应模型考察了空巢对老年家庭消费的影响。结果表明:第一,空巢对老年家庭消费会起到负向作用,不利于消费结构升级,该结果经过内生性检验后依然可信;第二,收入水平、受教育程度和互联网使用是空巢老年家庭消费提升的作用机制。未来我国空巢老年家庭的比重会进一步提升,根据上述研究结论,要扩大国内需求,激发经济活力,就要统筹对空巢老人的引导政策。第一,完善社会保障机制和金融保险体系,进一步提高养老金待遇,增加老年人手中的可支配收入,刺激老年家庭消费;第二,根据老年人需求,大力发展银发经济,做大做强银发产业,实现消费结构优化升级;第三,由于目前我国养老保障机制不健全等因素,老年人消费中不平等状况依旧存在,协调好公共政策是题中应有之义。参考文献1 刘利.人口老龄化与居民消费结构:基于 CFPS2016 数据验证J.统计与决策,2020,(14):70-74.2 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