少子化、老龄化与农村居民消费结构:理论分析与实证检验

赵周华

【摘 要】利用我国农村人口年龄结构及农村居民消费支出结构1989-2016年的时间序列数据,在理论分析的基础上构建了少子化、老龄化影响农村居民消费结构变动的SVAR模型,采用方差分解、脉冲响应函数方法,实证分析了少子化、老龄化对农村居民消费结构变动的影响.结果表明,少子化、老龄化是引起农村居民消费结构变动的一个重要因素,在解释农村居民消费结构变动中体现出非常重要的作用.少子化对农村居民食品消费、交通通讯消费、文化教育娱乐消费、医疗保健消费的影响是正向的,而对农村居民的衣着消费、居住消费、家庭设备消费影响是负向的;老龄化对农村居民食品消费、衣着消费、医疗保健消费的影响是正向的,对居住消费、家庭设备消费、交通通讯消费、教育文化和娱乐消费的影响是负向的;少子化和老龄化对农村居民食品消费、医疗保健消费有正向影响的协同效应,对居住消费、家庭设备消费有负向影响的协同效应,而对家庭设备消费、交通通讯消费、衣着消费的影响的协同效应因两者的影响方向不同而不能确定. 【期刊名称】《兰州商学院学报》 【年(卷),期】2018(034)006 【总页数】11页(P43-53)

【关键词】少子化;老龄化;消费结构 【作 者】赵周华

【作者单位】内蒙古科技大学经济与管理学院,内蒙古包头014010

【正文语种】中 文 【中图分类】F323.8

一、引言与文献回顾

2000年第五次全国人口普查数据显示我国已进入老龄化社会。与发达国家相比，中国的人口老龄化出现的相对较晚。改革开放后严格的计划生育政策的施行，又导致中国人口老龄化以较快的速度凸显出来。2010年最新全国人口普查数据显示，中国65岁以上人口数量为1.19亿，占总人口比重为8.92%，比2000年提高了1.96个百分点，比1990年提高了3.35个百分点，至2016年达到15 003万人，占总人口的10.8%。我国人口的老龄化在不断加快加深的同时，人口少子化的特征也是十分明显。根据历次人口普查及1%抽样调查的总和生育率数据，我国的总和生育率从1982年的2.61下降到2010年的1.18，2016年统计公报数据为1.62。总和生育率的不断走低使得我国人口总量中少儿人口数量从1990年的31 659万人减少到2016年的22 958万人，少儿人口比重从1990年的27.6%下降到2016年的16.6%。在未来较长一段时间内，中国人口年龄结构的变化态势将不可逆转，成为社会常态现象。既然人口少子化、老龄化是经济发展、人口转变的必然结果，那么，当前及未来中国人口的少子化、老龄化对社会经济发展产生的冲击和影响是我们不得不去思考和讨论的一个重大现实问题。而少子化、老龄化与居民消费及消费结构之间的关系则是本研究关注的重点所在，正确认识它们之间的关系对于促进居民消费结构升级和经济发展具有一定的现实意义。

少子化、老龄化在一些发达国家出现较早，所以国外有关人口少子化、老龄化影响经济社会发展的研究比国内要早，研究成果比较丰富。从现有的文献来看，关于少子化、老龄化与居民消费的研究，都是以人口年龄结构为切入点，从理论和实证两

个方面分析两者之间的关系。理论研究主要以莫迪利安尼(1954)提出的“生命周期理论”为基础，认为人口年龄机构对消费会产生直接影响，而且不同年龄的人口群体，其消费需求也不同，从而对消费结构也会产生一定的影响[1]。此外，持久收入理论和家庭储蓄需求模型虽然与生命周期理论不同，但都认为人口年龄结构的变化会对居民消费和储蓄产生一定的影响。于实证研究，较早定量分析人口年龄结构对消费的影响也是莫迪里安尼(2004)——人口年龄结构变量用少儿抚养比、老年抚养比反映，而老年抚养比是人口老龄化的常用指标，利用多个国家的横截面数据进行了实证验证[2]。此后很多学者从不同视角分析了人口年龄结构对消费的影响，但得到的结论存在一定的分歧：一些研究认为人口年龄结构对消费产生显著的影响，而另一些研究则认为人口年龄结构对消费产生的影响不如其他因素显著。 在国内，对人口与经济之间关系的研究则是近期兴起的，主要是围绕人口系统与经济系统相互之间的关系进行分析，如方大春和张凡(2017)利用面板数据对人口结构与产业结构间耦合度进行了实证研究[3]。而有关老龄化与居民消费之间关系的文献则比较少，主要集中在2000年以后，但由于研究方法、模型设定及变量选择等方面的原因，老龄化对居民消费的影响结果仍然没有定论。袁志刚等(2000)利用迭代模型模拟了人口年龄结构变化与居民储蓄的关系，得出人口老龄化会导致居民储蓄上升消费下降的观点[4]。邱俊杰等(2014)的研究得到老年抚养比与居民消费率正相关的结论[5]。王金营等(2006)引入标准消费人概念和变量，构建了包含人口年龄结构的消费函数，将其对消费的影响作了分析，认为老龄化会降低消费水平和消费比率[6]。毛中根等(2013)的研究结论表明老年抚养比是居民消费支出变化的一个重要原因，且老年抚养比的提高会显著降低城镇居民消费支出，但对农村居民的影响则不显著[7]。陈冲(2013)基于生命周期假说理论，利用省际面板数据实证检验了我国居民消费率与老龄化水平之间的关系，得出老龄化对城镇居民消费率影响不显著但对农村居民消费率影响显著的结论[8]。李文星等(2008)通过引入

儿童和老年抚养比两个人口年龄结构变量，用面板数据实证发现少儿抚养比对居民消费有正的影响，而老年抚养比的影响则不显著[9]。此外，于潇等(2012)认为老龄化对居民消费的影响具有动态变化的特点，老龄化的不同阶段对消费的影响效果是不同的[10]。

上述研究多数在探讨老龄化与居民消费之间的关系，而综合考虑少子化、老龄化与居民消费之间关系的研究较少，并且多集中于理论分析，缺少进一步的实证检验。此外，这些研究也缺乏对农村层面的关注，从而脱离了我国城乡二元经济结构的社会经济背景。本文则在理论分析的基础上定量刻画少子化、老龄化与农村居民消费结构之间的关系以及这种影响的时间路径，进而考察少子化和老龄化对农村居民消费结构影响的协同效应。为回答这些问题，本文利用我国农村地区少子化、老龄化及居民消费结构变化的时间序列数据构建SVAR模型进行实证研究。对这些问题的研究，对农村消费市场开发、产业结构调整及社会福利政策制定有重要的现实意义。

二、理论分析与研究假说 (一)人口少子化与老龄化的关系

从理论上讲，老龄化和少子化是两个不同概念，可以不同时发生在一个经济体之内。就老龄化而言，长寿风险即人口寿命预期延长是其主要推手，原因是医疗条件和卫生水平的不断改善。也就是说，在总和生育率既定的条件下，长寿风险将导致人口老龄化，因此，从这个角度看，老龄化与少子化的关系不大。就少子化而言，是指寿命预期既定的情况下，如果总和生育率和少儿抚养比等指标发生明显变化，出现严重的少子化，就意味着老龄人口占比逐渐提高，超过警戒线就会出现人口结构逆转的趋势，这也导致人口老龄化。这是少子化和老龄化两者之间存在内在联系的基本特征。

但是，在当前一些经济体中，人口结构既出现了长寿风险，又出现了少子化现象，

所以，其人口老龄化趋势将在短期内是不可逆转的。在我国，在人口计划生育政策出现变化和社会经济不断发展的影响下，同时出现了少子化与老龄化的人口特征与发展趋势，并且这种趋势也会在未来很长一段时间内存在。从人口发展的角度看，人口少子化与老龄化具有内在的关系，这种关系体现为少子化是整个社会人口发展的一个“元问题”，会影响整个社会人口结构变化，当然也包括会影响一个国家或者地区老龄化的程度。具体来说，少子化既会对人口老龄化程度有提升作用，也会影响老龄化社会的持续时间；反过来，一个国家的老龄化除了受到少子化的这个基本因素影响之外，还受到人口预期寿命延长的影响。因此，人口老龄化是由整个社会生育率的降低及平均预期寿命的延长所致，同时人口老龄化程度的提高必然会对社会经发展产生影响。从整个社会人口年龄结构看，少子化和老龄化两者之间本身存在着关联关系，而从人口与经济关系的角度看，少子化和老龄化的这种关联关系对社会经济的影响又存在着协同效应。 (二)少子化与居民消费结构变化

在中国，比老龄化更严重，或者说导致老龄化问题变得严重的是少子化。少子化意味着人口的增速在降低，甚至有可能导致人口总量的减少。这些变化也意味着少子化一方面会导致生产人口的减少，另一方面是消费人口的减少。因此，少子化对消费一定会产生较为重要的影响，会对未来社会的消费结构和产业结构有着长远影响。一个国家一旦人口出生率下降，那么整体的消费需求一般就会下降，导致业已形成的产业规模缩减，甚至一些产业还可能会消亡。少子化对一国或者一个地区的需求市场产生的严重影响，具体表现在少子化直接导致消费者数量的减少，以衣食住等生活必需品为中心的消费品市场的缩小。与此同时，少子化会直接导致跟儿童相关的产业的需求量降低。根据经验，少子化造成的影响，就短期而言，所受冲击显著的行业有：教育，育婴产业(如婴幼儿用品供应商)，玩具业，出版业(童书和儿童读物)；长期来说，所有劳动力都会因为人口减少而有程度不等的减退，尤其以体

力需求强的工作受到劳力不足的影响最大。因此，少子化所导致的人口总量的增速下降及少儿人口数量的减少必然会对居民的消费结构产生重要的影响。 (三)老龄化与居民消费结构变化

少子化的另一个后果就是能直接推动人口年龄结构的老龄化，使得这个社会的老年人口数量不断增多。人的生命周期消费行为的理论，主要以“生命周期假说”为基础，这一理论把人的一生分为少年期、中年期、老年期三个阶段，认为在人一生不同的阶段，对商品的需要和兴趣通常随着年龄的变化而变化，导致居民消费结构会随着年龄的变化而有所改变。人口年龄结构会直接影响居民消费及消费结构。目前我国已进入快速老龄化阶段，老年人口规模会越来越大，老年人口占总人口的比重越来越高。理论上，老年人口的生理和心理特点一方面会使老年人口消费偏好的消费品需求增大，如医疗、生活护理、保健、保健食品等，另一方面也会导致其他消费品需求的下降，如建筑住宅、汽车消费需求的减少。对于我国农村绝大部分居民，不存在像城镇居民退休政策因素的干扰，所以其消费行为更加符合生命周期消费行为理论的消费特征。因此，随着农村地区老龄化程度不断加深，日益庞大的老年人口群体所产生的特殊消费需求，必然会导致农村居民消费结构的变化。 基于以上的理论分析，提出如下三个假说：

假说一：少子化、老龄化作为影响农村居民消费结构的一个基础因素，这一人口因素对农村居民各类消费支出的影响强度会越来越大，甚至会超过收入、价格等因素对农村居民消费的影响强度；而且在各类消费支出的影响强度上存在差异。 假说二：由于少子化、老龄化导致我国农村地区少儿和老年人口群体的数量发生很大变化，而这些群体消费偏好又存在差异，所以农村地区少子化、老龄化对农村居民8大类消费支出的影响方向存在差异，有的是正向影响，有的是负向影响。 假说三：从整个社会的人口年龄结构看，由于少子化和老龄化具有内在关联作用，所以，少子化和老龄化会对农村居民消费结构变化的影响存在协同效应，并且这种

协同效应存在差异。 三、实证方法与数据来源 (一)实证方法 1.计量模型

根据变量之间的关系，本文选择了结构VAR模型，简称SVAR模型。一般来说，运用SVAR模型主要是为了利用脉冲响应函数分析一个变量对其他变量的动态影响，同时利用方差分解判断每个变量的方差有多少可以被自身变化所解释，又有多少可以被其他变量所解释，进而分析一个变量对其他变量影响的大小。具体来说，一个含k个变量p阶SVAR(p)模型表示为： Byt=B(L)yt-1+εt (1)

在公式(1)中，B为变量之间同期关系的(n×n)系数矩阵，B(L)为滞后算子L的(n×n)矩阵多项式(B(L)=B(1)+B(2)L+B(3)L2+…+B(P)LP-1)，P为滞后期，εt为结构式方程的扰动项，是一个k×1具有白噪声性质的结构性随机变量。在结构式可识别的情况下，由矩阵B的可逆性，可得到简化式向量自回归模型： yt=C(L)yt-1+μt (2)

在公式(2)中，C(L)=B-1B(L)，μt=B-1εt，μt是简化式VAR模型的误差项，即简化式冲击μt，是结构式冲击的线性组合，代表的是复合冲击。通过对矩阵B中系数做出约束并估计系数值，就可得到可识别的结构式冲击

正是由于SVAR模型的脉冲响应和方差分解这两个基本思想可以满足本文所分析的少子化、老龄化对农村居民消费结构变动影响的需要，所以选择该模型进行实证分析。 2.变量选择

计量模型选定后，接下来就要确定模型实证分析的主要变量，本文选择如下变量进入模型。

农村居民消费结构是以居民各大类生活消费支出占总生活消费支出的比重来衡量。根据国家统计局公布的《居民消费支出分类》(2013)，居民生活消费支出分为食品烟酒、衣着、居住、生活用品及服务、交通和通讯、文化教育和娱乐、医疗保健、其他用品和服务8大类，不包括资本投资类支出，因此，居民生活消费的8大类支出的比重就成为模型的被解释变量。

模型的核心解释变量有两个，一个是少子化的变量，采用少儿抚养比衡量，即少儿人口占劳动力人口的比重；另一个是老龄化的变量，采用老年抚养比衡量，即65岁以上人口数占劳动力人口数的比重。使用这两个指标的理由是它们能够体现出一个国家或地区少儿人口和老年人口对社会的经济负担，同时也能衡量出对劳动力人口的经济负担，很好地反映少儿人口、老年人口对社会经济发展所产生的影响。 此外，根据消费经济理论，收入、价格是影响居民消费的主要因素，因此引入农村居民人均纯收入、农村居民消费价格指数两个指标。根据前文理论分析，社会保障对居民消费也会产生影响，但农村居民养老、医疗等社会保障近年来才逐步实施，且保障水平较低，因此本文没有把社会保障因素考虑进来。但随着时间的推移，保障程度的提升和覆盖面的加大，社会保障作为影响居民消费的一个重要因素应在模型构建中予以重点考虑。 3.实证模型构建与模型识别策略

根据选择的变量，本文构建了一个包含5个变量的SVAR模型，研究少子化、老龄化对农村居民8大类生活消费支出波动的影响。下面以农村居民食品消费支出为例说明模型构建过程，(其他生活消费支出与食品消费支出类似，不再加以说明)。 根据公式(1)，对农村居民食品消费支出，建立由5种冲击构成的SVAR模型。定义yt=(Δfood，Δchilddep，Δolddep，Δdpi，Δpriceindex)' 为内生变量的向量，

分别表示为农村居民食品消费支出增长率、少儿抚养比增长率、老年抚养比增长率、农民人均纯收入增长率、农村居民消费价格指数增长率。B(L)为5×5的矩阵多项式。εt为5×1的矩阵，包括5个不可观察的经济结构冲击，ε=(εfood，εchilddep，εolddep，εdpi，εpriceindex)'。εfood为食物消费需求冲击，εchilddep为少子化冲击，εolddep为老龄化冲击，εdpi为收入冲击，εpriceindex为价格冲击。

在使用SVAR模型过程中，为了识别这些不同的结构冲击，需要根据经济理论和变量的经济关系对同期关系矩阵B施加约束。根据经济和人口年龄结构变化的相关理论，本文施加如下的约束条件：(1)农村居民食物消费支出波动受人口年龄结构即受少儿人口抚养比、老年人口抚养比的影响，即b12、b13不为零，反之，食物支出波动不会对人口年龄结构产生影响，即b21、b31不为零，产生4个约束；(2)农村人均纯收入波动会影响居民食物消费支出波动，即b14不为零，而食物支出对食物消费支出不会产生即期影响，b41为零，产生2个约束；(3)当年农村居民人均纯收入会受到人口年龄结构的影响，即b42、b43不为零，产生2个约束；(4)农村居民消费价格指数会影响居民食物消费，即b15不为零，但是不受食物消费支出、人口年龄结构、收入的影响，即b51、b52、b53、b54为零，产生4个约束；(5)人口年龄结构的少儿抚养比、老年抚养比不受其他人口、经济变量影响，即b21、b23、b24、b25、b31、b32、b34、b35为零。因此矩阵B约束为：

(二)数据来源及描述性统计 1.数据来源

本文的数据为时间序列数据，时间区间为1989—2016年。数据来源于历年的《中国人口与就业统计年鉴》、《中国统计年鉴》，其中人口数据在1992年、

1993年两个年度出现缺失，用移动平均方法做处理补齐数据。 2.数据描述性统计

表1是我国农村地区的少儿抚养比、老年抚养比、消费价格指数、人均纯收入及农村居民消费结构变化的描述性统计。

表1 变量的描述性统计变量均值标准差最小值最大值少儿抚养比-0.0190.042-0.0880.064老年抚养比0.0390.060-0.1070.161价格指数-0.0060.049-0.1310.124人均纯收入0.0610.047-0.0730.126食品-0.0120.049-0.1270.073衣着-0.0120.109-0.3370.336居住0.0100.092-0.2240.216家庭设备-0.0190.166-0.5280.418交通通讯0.0990.142-0.0500.485文化教育娱乐0.0320.119-0.2040.431医疗保健0.0530.197-0.2610.673其他0.0760.409-0.4601.371

数据来源：根据统计年鉴数据计算得到。

由表1可知，少儿抚养比变化的均值为负，说明农村出生人口在逐年下降，反映出农村少子化特征明显；老年抚养比变化的均值为正，说明农村人口老龄化程度在不断加深；居民消费价格指数变化较小，价格水平基本稳定；农民人均纯收入变化较大，说明农村居民人均纯收入在逐年增长。从农村居民消费支出变量变化的描述性统计看，食品、衣着、家庭设备及用品3类支出的变化均值都出现负的情况，而居住、交通通讯、文化教育娱乐、医疗保健、其他5类支出增长为正的情况，说明随着收入水平的不断提高，农村居民消费特征由生存性消费转变为发展性消费，消费结构发生了升级。 四、模型估计 (一)单位根检验

在估计SVAR型之前，第一个问题是检查模型中变量是否平稳，如不平稳，变量如何进行转换。本文中少儿抚养比、老年抚养比、人均纯收入水平等时间序列数据

都具有一定趋势性。去除时间序列中的一些长期效应可以用差分方法，但本文分析的目标是考察变量之间的动态关系，而差分的方法排除了模型想要解释的大部分趋势和变化的时间路径，丢失变量之间相互推动的信息。此外，还可以选择使用自然对数处理水平变量消除趋势问题，但本文的变量为比值数据，对本文的变量不合适。实际上，对变量取自然对数后相减是变量跨期增长率的等价形式，因此本文选择各个变量的跨年度增长率来去除趋势。

对变量的时间序列数据做平稳性检验，一般使用ADF单位根检验方法，ADF的检验形式为(c，t，p)，c、t、p分别代表常数项、时间趋势项和滞后阶数。本文根据数据特点选择ADF检验形式为(0，0，0)，检验结果见表2。大部分变量其ADF值小于1%临界值拒绝原假设，个别变量其ADF值小于5%的临界值拒绝原假设，因而各变量不存在单位根，表明各变量序列是平稳的，可以使用SVAR模型进行估计。

表2模型变量ADF单位根检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值P值结论少儿抚养比-3.740-3.750-3.000-2.6300.0036平稳老年抚养比-6.774-3.750-3.000-2.6300.0000平稳价格指数-3.469-3.750-3.000-2.6300.0088平稳人均纯收入-5.450-3.750-3.000-2.6300.0000平稳食品-3.848-3.750-3.000-2.6300.0025平稳衣着-3.457-3.750-3.000-2.6300.0092平稳居住-5.375-3.750-3.000-2.6300.0000平稳家庭设备-4.897-3.750-3.000-2.6300.0000平稳交通通讯-3.852-3.750-3.000-2.6300.0024平稳文化教育娱乐-4.916-3.750-3.000-2.6300.0000平稳医疗保健-5.099-3.750-3.000-2.6300.0000平稳其他-3.663-3.750-3.000-2.6300.0047平稳 数据来源：根据stata12.0分析结果整理得到。 (二)滞后阶数的选择

SVAR模型的系数估计值取决于对滞后时长的设定，所以在SVAR模型估计之前，

需要确定模型的滞后阶数。在选择滞后阶数时，一方面尽量使滞后数足够大，以便能完整刻画所构造模型的动态特征；但另一方面，滞后阶数越大，需要估计的参数也就越多，模型的自由度就会减少。因此，在选择模型的滞后阶数时，需要综合考虑，既要有足够数目的滞后项，又要有足够数目的自由度。根据经济理论、经验事实及数据的特点，农村居民收入分为持久性收入和短暂性收入，对消费产生重要影响的是持久性收入，持久性收入则根据农村居民过去收入来决定。人口年龄结构对消费的影响也存在一定的滞后效应，人口年龄结构变化比较慢，对消费及消费结构的影响也会产生滞后影响。考虑上述变量对农村居民消费影响的滞后作用，同时根据AIC和SC取值最小的信息准则，最终确定建立滞后阶数为2的SVAR估计模型。

(三)模型估计结果

本文进入模型的变量为5个，利用矩阵B的短期约束条件，对农村居民8大类消费支出的SVAR(2)模型进行估计。由于模型施加的约束条件要比恰好识别的约束条件要多，需要考虑进行似然比检验，检验结果无法拒绝原假设。此外，对模型的平稳性也做了检验，检验结果显示单位根都在单位圆内，说明模型是稳定的。本文只给出农村居民食物消费支出的SVAR(2)模型的估计结果，另外，由于分析重点是少子化、老龄化与农村居民消费结构变化动态效应的时间路径，没有必要全部列出估计结果。农村居民食物消费支出的SVAR(2)模型估计结果为：

(四)响应函数构建

利用前文ε=Bμt计算出结构式冲击反应方程，该方程就是少子化、老龄化对农村居民食品消费支出冲击的脉冲响应函数。用上述同样方法得到农村居民衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文化教育娱乐、医疗保健、其他7大类消费支出冲击的响应函数。

五、实证结果分析

利用上文农村居民8大类生活消费支出的冲击响应函数，得到少子化、老龄化对农村居民各项消费支出的冲击反应的方差分解和冲击响应的时间路径，刻画少子化、老龄化对农村居民消费结构变化的影响并分析两者对农村居民消费结构影响的协同效应。

(一)方差分解分析

少子化、老龄化在解释农村居民消费结构变化中所起到的作用到底有多大？为了回答这个问题，利用SVAR模型的方差分解定量地考察少子化、老龄化冲击对农村居民消费结构变化的影响程度。SVAR模型的方差分解思想是根据某一个变量基于冲击的方差对经济变量的方差的贡献度来判断这个变量对另一个变量的影响。表3给出了包括少子化、老龄化在内的各种冲击解释农村居民消费结构的方差的相对贡献度，这些影响包括少儿抚养比、老年抚养比、收入、价格。

表3 SVAR模型方差分解(%)变量收入价格少儿抚养比老年抚养比抚养比食品7.3530.8511.784.3816.16衣着16.176.857.1816.0423.22居住

8.5620.5920.9316.6037.53家庭设备及用品29.7325.4213.087.9921.07交通通讯16.784.4745.2417.0862.32教育文化和娱乐16.083.2016.2018.0234.22医疗保健17.4029.9018.3629.5047.86其他22.8212.4827.337.6234.95 数据来源：根据stata12.0分析结果整理得到。

由表3可以发现，农村地区少儿抚养比对农村居民消费结构预测方差贡献从大到小依次为交通通讯消费、居住消费、医疗保健消费、教育文化和娱乐消费、家庭设备及用品消费、食品消费，解释能力分别为45.24%、20.98%、18.36%、16.20%、13.08%、11.78%。农村地区老年抚养比对农村居民消费结构预测方差贡献从大到小依次为医疗保健消费、教育文化和娱乐消费、交通通讯消费、居住消费、衣着消费、家庭设备及用品消费、食品消费，解释能力分别为29.50%、

18.02%、17.08%、16.60%、16.04%、7.99%、4.38%。而整个抚养比对农村居民消费结构预测方差贡献从小到大依次为交通通讯消费、医疗保健消费、居住消费、教育文化娱乐消费、衣着消费、家庭设备及用品消费、食品消费，解释能力分别为62.32%、47.86%、37.53%、34.22%、23.22%、21.07%、16.16%。可见，少子化、老龄化是导致农村居民消费结构变化的一个重要影响因素，它们在解释农村居民消费结构变化方面体现出非常重要的作用。在一些消费支出方面，如交通通讯消费、教育文化娱乐、医疗保健这些发展享受型消费，少子化、老龄化的影响超过了收入或价格的影响。 (二)冲击响应分析

为了解释少子化、老龄化对农村居民消费结构影响的动态特征，本节根据估计的结果模拟少子化、老龄化对农村居民各项消费支出的影响路径。对影响的设定一般是假定冲击的强度是SVAR模型残差的一个标准差的大小，结果见图1、图2、图3、图4。在这些图中，横轴表示影响作用的滞后期间数，用年度表示，选择的时间长度为15年；纵轴表示农村居民各项消费支出的响应大小。在分析结果之前，需要说明一点，本文的目的是探讨少子化、老龄化对农村居民消费结构的冲击反应程度，所以只报告了少儿抚养比、老年抚养比这个冲击变量对农村居民各项消费支出的脉冲响应图，没有报告其他冲击变量的响应图。

图1 食品、衣着、居住、家庭设备消费支出对少子化冲击的响应路径

图1是农村居民食品、衣着、居住、家庭设备4大类消费支出对少子化冲击的脉冲响应路径。从图1可知，食品消费支出在冲击影响下从当期到第4期一直在波动上升直至2%，第4期达到高峰，然后开始保持一个比较稳定的趋势；衣着消费支出在少子化冲击下呈现一个明显的下降趋势，到第5年下降5%，然后保持稳定；居住支出在少子化冲击下当期到第7年呈现小幅下降趋势，第8年开始为正向影响；家庭设备及用品在少子化冲击下呈现出一个小幅的负向影响。

图2是农村居民食品、衣着、居住、家庭设备4大类消费支出对老龄化冲击的脉冲响应路径。从图2可知，食品消费支出在冲击影响下从当期到第5年一直在波动上升直至1.2%，第5年达到高峰，然后开始在波动中逐渐下降，呈现不太显著的上升；衣着消费支出在波动中一直上升，到第4年上升至至1.1%，然后保持稳定；居住支出冲击当期到第3年在0值附近波动，第3年上升至0.7%，然后开始下降，最后稳定在-1.1%的水平上；家庭设备及用品从当期到一直下降到第5年-6%的低谷，然后开始递增，呈现出比较显著的影响。

图2 食品、衣着、居住、家庭设备消费支出对老龄化冲击的响应路径

图3 交通通讯、文化教育娱乐、医疗保健、其他消费支出对少子化冲击的响应路径

图3是农村居民交通通讯、教育文化娱乐、医疗保健、其他4大类消费支出对少子化冲击的响应路径。从图3可知，居民交通通讯冲击响应从当期到第5年上升至10%的最高点后开始递减；居民文化教育娱乐冲击响应从当期到第5年形成一个比较明显的上升趋势，第5年上升达到8%后开始小幅下降；居民医疗保健的冲击响应从当期到第7年有一个比较明显的上升趋势然后开始下降；居民其他消费支出的冲击响应呈现的是先上升后下降的趋势。

图4 交通通讯、文化教育娱乐、医疗保健、其他消费支出对老龄化冲击的响应路径

图4是农村居民交通通讯、教育文化娱乐、医疗保健、其他4大类消费支出对老龄化冲击的响应路径。从图4可知，居民交通通讯冲击响应从当期到第5年约下降至-8.8%的低谷后，开始递增；居民文化教育娱乐冲击响应总体呈下降趋势，第1年形成一个下降4%的低谷，开始反弹又逐渐下降，到第8年又形成一个下降4.2%的低谷，然后小幅度递增；居民医疗保健的冲击响应下降到第1年的低谷，下降幅度为3.3%，然后开始递增到第4年的高峰，上升1.9%，然后开始围绕0

值波动中递减；居民其他消费支出的冲击响应在第1年出现下降9%的低谷后，开始上升，在第4年出现上升2%的高峰后，开始递减。

综上，从脉冲响应的时间路径看，少子化对农村居民食品消费、交通通讯消费、文化教育娱乐消费、医疗保健消费的影响是正向的，而对衣着消费、家庭设备消费影响是负向的，对居住消费的短期是负向的而长期看是正向的影响。老龄化对农村居民食品消费、衣着消费、医疗保健消费的影响是正向的，对居住消费、家庭设备消费、交通通讯消费、教育文化和娱乐消费的影响是负向的。综合来看，少子化和老龄化对农村居民食品消费、医疗保健消费有正向影响的协同效应，对居住消费、家庭设备消费有负向影响的协同效应，而对家庭设备消费、交通通讯消费、衣着消费影响的协同效应因影响方向不同而不能确定。这些研究结果验证了本文所提出的相关研究假说，同时也基本上符合理论预期。 六、结论和政策启示

如何从数量上测度少子化、老龄化对农村居民消费结构变化的影响效应以及这种冲击效应的动态特征的时间路经，同时分析少子化和老龄化两者对农村居民消费结构影响的协同效应，这是本文尝试解决的问题。本文用SVAR模型对农村地区的数据做了实证分析。实证结果发现，少子化、老龄化是农村居民消费结构变化的重要影响因素，它们在解释农村居民各大类消费支出的变动方面体现出非常重要的作用。此外，从脉冲响应的时间路径看，少子化、老龄化在对农村居民消费结构的影响方面存在明显的差异，同样可以发现两者对农村居民各类消费支出影响的协同效应也存在差异。

在我国，农村地区的人口少子化、老龄化这种并存的人口态势在短期内很难改变且对社会经济产生重要影响。从本文研究结论能够得到的政策启示有三点。第一，政府应该出台更加宽松的人口生育政策。这样做短期看，可以缓解需求的减少，长远看还能缓解劳动力供给减少问题。第二，政府应加强对农村老年人口消费需求的深

入调研，准确把握人口少子化、老龄化所带来的实际消费需求的特点和变化，为正确制定以需求为导向的老年产业政策提供现实依据。第三，地方政府应因地制宜建立健全农村地区老年人口的公共服务政策，提高老年人口群体的社会福利。比如，加大农村地区老年文化产品和服务等公共产品供给来满足老年人口的精神需要。 需要指出的是，由于农村居民生活消费支出数据是按照大类进行统计而来的，各大类内部的细分数据无法获得，所以本文关于少子化、老龄化对农村居民消费结构变化的影响效应，是一个具有混合性质宏观层面的估计。而且，在综合考虑少子化和老龄化对社会经济发展的影响时，需要进一步加强少子化与老龄化之间的内在关系的研究以及两者之间对社会经济影响的协同效应的实证分析。此外，由于各个人口群体的消费支出倾向于某类支出或者某些商品与服务，如老年人口倾向于医疗保健、食品等消费，而少儿人口则倾向于教育等消费，因此，今后的研究应注重收集各大类消费支出的细分数据，特别是利用微观调研数据展开更深入的研究。 参 考 文 献

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