陸 地，張葉娜，冀淑靜

（吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，長(zhǎng)春 130117）

一、引 言

充分發(fā)揮我國(guó)超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)和內(nèi)需潛力，構(gòu)建國(guó)內(nèi)、國(guó)際雙循環(huán)互相促進(jìn)的新發(fā)展格局成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型期的主要目標(biāo)之一。當(dāng)前我國(guó)居民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)總量擴(kuò)大，但數(shù)據(jù)顯示仍存在居民消費(fèi)率偏低，有效需求釋放不足等諸多問題。人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)在消費(fèi)影響因素中一直扮演著重要角色，根據(jù)生命周期理論，人口結(jié)構(gòu)中少兒人口和老年人口的比例改變時(shí)，會(huì)對(duì)整個(gè)社會(huì)消費(fèi)需求產(chǎn)生影響。從我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)來看，由于計(jì)劃生育政策及生活、醫(yī)療條件的改善，使我國(guó)長(zhǎng)期呈現(xiàn)生育率較低且老齡化程度增強(qiáng)的人口變動(dòng)特征，而2016年全面實(shí)施的“二胎政策”、2021年實(shí)施的“三孩政策”又將使得我國(guó)人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)更為復(fù)雜。由此可見，深入研究人口年齡結(jié)構(gòu)特征對(duì)消費(fèi)需求的影響機(jī)制，有針對(duì)性地提出擴(kuò)大內(nèi)需建議尤為重要?；诖耍疚膹募彝ノ⒂^視角出發(fā)，結(jié)合機(jī)器學(xué)習(xí)LASSO方法揭示城鎮(zhèn)家庭年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)消費(fèi)需求的平均影響及分層影響機(jī)制，并進(jìn)一步探究了家庭人口年齡結(jié)構(gòu)特征對(duì)消費(fèi)非線性影響的門限效應(yīng)，為我國(guó)新發(fā)展格局下擴(kuò)大內(nèi)需目標(biāo)奠定了基礎(chǔ)。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)特征對(duì)消費(fèi)影響的研究主要分為理論研究與實(shí)證研究?jī)煞N類型。理論研究基礎(chǔ)一方面源自Modigliani&Brumberg（1954）[1]提出的生命周期理論，該理論認(rèn)為人的一生可分為不同時(shí)期，且具有不同的消費(fèi)傾向，當(dāng)社會(huì)人口中少兒和老年人口比例增大，則社會(huì)平均消費(fèi)傾向提高。在生命周期理論基礎(chǔ)上，部分學(xué)者展開一系列研究，但影響結(jié)果并不一致，一種觀點(diǎn)認(rèn)為少兒人口和老年人口數(shù)量的提升對(duì)消費(fèi)率具有正向影響（Leff，1969）[2]，另一種觀點(diǎn)卻得到少兒人口數(shù)量提升增加消費(fèi)，而老年人口數(shù)量提升降低消費(fèi)的結(jié)論（Deaton&Paxson，2000[3]；Hock&Weil，2012[4]）。另一方面理論基礎(chǔ)來自于Samuelson（1958）[5]的家庭儲(chǔ)蓄需求假說，該假說提出家庭子女及儲(chǔ)蓄均可視為養(yǎng)老工具且能夠相互替代，子女?dāng)?shù)量增多時(shí)會(huì)減少家庭養(yǎng)老儲(chǔ)蓄而增加消費(fèi)。然而Becker（1981）[6]的研究則認(rèn)為家庭儲(chǔ)蓄需求模型沒有考慮子女質(zhì)量與子女?dāng)?shù)量之間的替代關(guān)系，當(dāng)凈收益相同時(shí)，家庭會(huì)選擇減少子女?dāng)?shù)量而提升子女質(zhì)量，子女質(zhì)量的提升同樣會(huì)降低家庭儲(chǔ)蓄。由此，能夠發(fā)現(xiàn)理論研究對(duì)于人口年齡結(jié)構(gòu)和消費(fèi)的關(guān)系研究具有啟發(fā)意義，其研究結(jié)果卻并未達(dá)成共識(shí)，仍需進(jìn)一步探討。

實(shí)證研究主要將人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響劃分為少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比及總撫養(yǎng)比的作用效果。在少兒撫養(yǎng)比的影響方面，大部分研究認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比的上升會(huì)提高消費(fèi)（毛中根等，2013[7]；Kuhn&Prettner，2015[8]；周耀東、鄭善強(qiáng)，2021[9]），一般情況下，家庭收入在滿足基礎(chǔ)消費(fèi)后，一部分將用于撫養(yǎng)子女，另一部分作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄（劉鎧豪、劉渝琳，2014）[10]。對(duì)于中國(guó)獨(dú)生子女家庭而言，子女往往被視為家庭的核心，父母對(duì)子女的消費(fèi)投入表現(xiàn)出非理性，從而加大教育文娛等消費(fèi)投入（曹佳斌、王珺，2019）[11]。另一部分研究認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)具有負(fù)向影響，如李文星等（2008）[12]應(yīng)用1989～2014年中國(guó)省際數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)率產(chǎn)生較弱的負(fù)向效應(yīng)。李春琦、張杰平（2009）[13]根據(jù)中國(guó)宏觀年度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)形成顯著負(fù)影響。就老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)的作用效果而言，具有以下三類觀點(diǎn)：第一類觀點(diǎn)認(rèn)為老年撫養(yǎng)比提升將促進(jìn)消費(fèi)，尤其是文教娛樂等消費(fèi)，利于擴(kuò)大內(nèi)需（王宇鵬，2011[14]；黃燕芬等，2019[15]）。第二類觀點(diǎn)認(rèn)為老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用，老年人口會(huì)增加養(yǎng)老儲(chǔ)蓄而減少消費(fèi)支出（Modigliani＆Cao，2004[16]；盛來運(yùn)等，2021[17]）。第三類觀點(diǎn)認(rèn)為老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)具有非線性影響。如于瀟、孫猛（2012）[18]發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比快遞提升階段對(duì)消費(fèi)具有正向作用，老齡化進(jìn)入中期階段，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制，老齡化進(jìn)入晚期時(shí)不會(huì)對(duì)消費(fèi)形成影響。臧旭恒、李曉飛（2020）[19]則認(rèn)為短期內(nèi)老齡化程度提高將降低消費(fèi)，長(zhǎng)期內(nèi)老年撫養(yǎng)比提升對(duì)消費(fèi)的正向促進(jìn)作用將增強(qiáng)。關(guān)于總撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)的作用，宋保慶、林筱文（2010）[20]發(fā)現(xiàn)總撫養(yǎng)系數(shù)是居民消費(fèi)傾向重要影響因子，并對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生持續(xù)負(fù)影響。

當(dāng)前實(shí)證研究方法主要采用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，相比傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，機(jī)器學(xué)習(xí)方法具有更優(yōu)越的預(yù)測(cè)及泛化性能，近年來開始逐漸應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的研究，一方面用于實(shí)證分析的模型優(yōu)化、變量降維及預(yù)測(cè)，另一方面用于基于因果推斷的微觀政策效應(yīng)的評(píng)估。在變量降維應(yīng)用中，監(jiān)督學(xué)習(xí)的LASSO回歸方法較為常用，該方法主要通過對(duì)變量的選擇避免了傳統(tǒng)計(jì)量線性回歸方法中過度擬合的問題（Varian，2014）[21]。目前LASSO方法主要用于金融市場(chǎng)（蔣翠俠等，2016）[22]、政策評(píng)估（Shi et al.，2020）[23]等問題的研究，對(duì)人口經(jīng)濟(jì)行為及非線性影響機(jī)制的研究較少。人口經(jīng)濟(jì)行為研究中，張曉明等（2021）[24]利用LASSO回歸篩選工具變量就抑郁傾向?qū)趧?dòng)收入影響予以分析，解決了內(nèi)生性問題；Yu等（2021）[25]采用CHARLS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，并應(yīng)用LASSO方法篩選了主動(dòng)老齡化的決定性因素。關(guān)于變量間非線性影響關(guān)系研究，韓猛、白仲林（2021）[26]利用自適應(yīng)組LASSO估計(jì)對(duì)門限因子模型進(jìn)行了改進(jìn)，并將其應(yīng)用于金融市場(chǎng)分析，解決了模型選擇一致性問題?；谏鲜鑫墨I(xiàn)，機(jī)器學(xué)習(xí)的LASSO方法應(yīng)用較為廣泛，有助于篩選顯著影響因素，能夠提高估計(jì)結(jié)果有效性及準(zhǔn)確性。

綜上所述，相關(guān)研究為人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響關(guān)系做出了不同解釋，但仍存在改進(jìn)空間：第一，多數(shù)研究從宏觀視角就社會(huì)整體人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)消費(fèi)的影響進(jìn)行了研究，卻忽略了家庭微觀個(gè)體內(nèi)人口年齡結(jié)構(gòu)的改變。居民消費(fèi)往往以家庭個(gè)體作為單位，家庭內(nèi)部人口年齡變動(dòng)決定了家庭最終消費(fèi)，從而影響居民整體消費(fèi)需求。第二，相關(guān)研究主要探討了家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的平均影響效果，忽視了對(duì)不同消費(fèi)層次需求的作用差異，勢(shì)必帶來研究偏差。從家庭財(cái)富及消費(fèi)偏好角度而言，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響較為復(fù)雜，主要體現(xiàn)在不同消費(fèi)層次群體受家庭少兒撫養(yǎng)比與家庭老年撫養(yǎng)比的沖擊程度存在差別，一部分家庭會(huì)傾向于加強(qiáng)家庭儲(chǔ)蓄以滿足子女教育、婚嫁及養(yǎng)老費(fèi)用從而抑制消費(fèi)，而另一部分家庭伴隨其家庭成員中少兒及老年成員數(shù)量增多會(huì)選擇擴(kuò)張消費(fèi)。第三，不同學(xué)者利用不同國(guó)家、地區(qū)數(shù)據(jù)研究了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響，但研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，作為測(cè)度人口年齡結(jié)構(gòu)的主要指標(biāo)，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)的作用存在正向影響、負(fù)向影響和不顯著等不同的結(jié)論。本文將視域聚焦于家庭微觀層面，認(rèn)為產(chǎn)生不同研究結(jié)論的原因之一是家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響存在門限效應(yīng)，具有非線性影響特征。例如當(dāng)家庭成員中少兒人口與老年人口同時(shí)變化時(shí)，若以家庭中少兒人口與老年人口數(shù)量比例作為門限閾值，假設(shè)家庭少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)作用為正向影響，家庭老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)作用為負(fù)向影響，當(dāng)家庭中少兒人口數(shù)量占比低于門限閾值，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的作用體現(xiàn)為負(fù)向影響或不顯著；當(dāng)家庭中少兒人口數(shù)量占比高于門限閾值，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的作用體現(xiàn)為正向影響。第四，現(xiàn)有研究主要采用傳統(tǒng)計(jì)量方法，對(duì)于異質(zhì)性群體而言，傳統(tǒng)計(jì)量方法不能很好地甄別家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)不同消費(fèi)群體影響的主要因素，從而降低模型擬合結(jié)果準(zhǔn)確性，而機(jī)器學(xué)習(xí)LASSO 方法能夠篩選出最重要的影響因素，提高估計(jì)結(jié)果的有效性及可信性。由此，基于上述分析本文將利用機(jī)器學(xué)習(xí)的LASSO方法從分布視角深入探索家庭微觀個(gè)體內(nèi)部年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民消費(fèi)的作用機(jī)制，從家庭人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)角度出發(fā)為新發(fā)展格局下釋放有效內(nèi)需提供啟示。并通過實(shí)證分析逐一驗(yàn)證如下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)不同消費(fèi)層次家庭影響存在差異。

假設(shè)2：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)存在非線性影響，具有門限效應(yīng)。

三、模型設(shè)定及變量選取

（一）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定

本文設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型為：

其中，ln_demi為城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出；kid_pi為城鎮(zhèn)家庭少兒撫養(yǎng)比，old_pi為城鎮(zhèn)家庭老年撫養(yǎng)比，代表家庭人口年齡結(jié)構(gòu)信息；familyi為城鎮(zhèn)家庭信息變量，包括家庭可支配收入（ln_incomei）、家庭金融資產(chǎn)（ln_asseti）及家庭規(guī)模（familysizei）；headi為城鎮(zhèn)家庭戶主特征，包括戶主婚姻狀況（marriagei）、受教育年限（eduyi）、健康狀況（healthi）及工作性質(zhì)（jobi）；βi(i=1,…,4)表示解釋變量參數(shù)，β0為截距項(xiàng)，εi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。家庭人均消費(fèi)、家庭可支配收入及家庭金融資產(chǎn)均作對(duì)數(shù)處理。

LASSO回歸方法結(jié)合了機(jī)器學(xué)習(xí)和回歸方法的優(yōu)點(diǎn)，通過對(duì)待估參數(shù)βi施加限制條件，僅篩選最具影響力的解釋變量，使模型獲得更好的估計(jì)效果，同時(shí)可以克服OLS回歸模型的缺陷，避免過度擬合、多重共線性及模型稀疏性問題。LASSO方法能夠推導(dǎo)出具有最少解釋變量個(gè)數(shù)并擁有良好預(yù)測(cè)效果的目標(biāo)函數(shù)模型：

此時(shí)，n為觀測(cè)樣本量；β代表回歸過程中的待估參數(shù)；λ為非負(fù)正則化參數(shù)，即懲罰系數(shù)。表示該線性回歸模型估計(jì)結(jié)果的預(yù)測(cè)誤差，作為懲罰函數(shù)，用以排除解釋能力較弱變量，使其系數(shù)βj變?yōu)?。若懲罰系數(shù)λ取值非常大，則所有解釋變量參數(shù)均變?yōu)?，通過逐漸減小λ的取值，部分參數(shù)將由0變?yōu)榉?值。因此，通過對(duì)懲罰系數(shù)λ的調(diào)整，能夠逐一篩選出非0值的參數(shù)，此時(shí)根據(jù)非0值參數(shù)出現(xiàn)的順序，可對(duì)應(yīng)選取出相對(duì)重要的解釋變量保留在模型中，獲得主要解釋變量信息。

2.LASSO分位數(shù)回歸模型設(shè)定

基于基準(zhǔn)回歸模型，將分位數(shù)回歸模型設(shè)定為：

其中τ∈[0,1]為分位點(diǎn)，表示不同消費(fèi)分位點(diǎn)受到家庭少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比、家庭信息及戶主特征的影響情況，該影響隨不同分位點(diǎn)變化而顯現(xiàn)異質(zhì)性特征。

在τ分位點(diǎn)處回歸系數(shù)向量估計(jì)值可通過式（4）得到：

LASSO分位數(shù)回歸通過在原目標(biāo)函數(shù)基礎(chǔ)上施加懲罰項(xiàng)，將部分變量系數(shù)壓縮至0，即對(duì)控制變量進(jìn)行降維，在各分位點(diǎn)同時(shí)達(dá)到變量選擇和參數(shù)估計(jì)的目的，避免過度擬合問題的出現(xiàn)。此時(shí)LASSO分位數(shù)回歸參數(shù)估計(jì)值為：

其中，λ為懲罰系數(shù)，在變量選擇時(shí)利用AIC 準(zhǔn)則進(jìn)行確定，在各分位點(diǎn)排除解釋能力較弱的變量。該方法能夠在不同消費(fèi)分位點(diǎn)篩選出該分位點(diǎn)顯著的影響因素，揭示家庭特征對(duì)消費(fèi)的分布影響規(guī)律，更為準(zhǔn)確地分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的分層影響規(guī)律。

3.門限模型設(shè)定

為進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)需求影響的門限效應(yīng)，選取家庭中少兒人口與老年人口的比值為門限變量。構(gòu)建門限回歸模型如下：

其中，ln_dem為家庭人均消費(fèi)支出，kid/old_pit為家庭內(nèi)部少兒人口與老年人口數(shù)量的比值，即設(shè)定的門限變量，Zit為家庭信息和戶主特征等控制變量，γ代表待估計(jì)的門限閾值。門限閾值的含義為：當(dāng)ln_dem≤γ時(shí)，城鎮(zhèn)人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)需求的影響系數(shù)為β1；當(dāng)ln_dem＞γ時(shí)，城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)需求的影響系數(shù)為β2。若β1≠β2時(shí)，說明家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)需求的影響存在非線性關(guān)系。雙重門檻和三重門檻可通過上式拓展獲得。

（二）變量選取

本文基于齊紅倩、劉巖（2020）[27]的研究，選取家庭人均消費(fèi)支出作為被解釋變量。對(duì)家庭個(gè)體而言，家庭成員年齡結(jié)構(gòu)占比對(duì)家庭消費(fèi)需求的傾向不同，少兒人口和老年人口作為家庭中的純消費(fèi)者，其占比高低直接影響家庭最終消費(fèi)，由此選取家庭少兒撫養(yǎng)比和家庭老年撫養(yǎng)比作為解釋變量以衡量城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，其中家庭老年撫養(yǎng)比定義為家庭中65歲及以上家庭成員數(shù)量占15～64歲家庭成員數(shù)量的比率，家庭少兒撫養(yǎng)比定義為家庭中14歲及以下家庭成員數(shù)量占15～64歲家庭成員數(shù)量的比率；設(shè)定城鎮(zhèn)家庭信息（家庭可支配收入、家庭金融資產(chǎn)及家庭規(guī)模）及戶主特征（婚姻狀況、受教育年限、健康情況及工作性質(zhì)）作為控制變量，并對(duì)家庭人均消費(fèi)、家庭可支配收入、家庭金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)形式進(jìn)行平滑處理。根據(jù)CFPS2018 數(shù)據(jù)，得到家庭人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)（ln_dem），核心解釋變量家庭老年撫養(yǎng)比（old_p）和家庭少兒撫養(yǎng)比（kid_p），控制變量包括城鎮(zhèn)家庭可支配收入（ln_income）、家庭金融資產(chǎn)擁有量（ln_asset）及家庭規(guī)模（familysize），戶主特征的婚姻狀況（marriage）、受教育年限（eduy）、健康狀況（health）及工作性質(zhì)（job）的數(shù)據(jù)信息（見表1）。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

為分析城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)的整體趨勢(shì)，采用CFPS2018數(shù)據(jù)計(jì)算出含有不同年齡人口家庭占比情況，結(jié)果如表2所示。根據(jù)比例計(jì)算結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)查樣本家庭成員中含有14歲及以下少兒人口的城鎮(zhèn)家庭比例最低，僅為3.44%；家庭成員中含有65歲以上老年人口的城鎮(zhèn)家庭比例達(dá)到15.30%，僅次于包含15～25 歲、45～55 歲青壯年人口的家庭比例，證明當(dāng)前我國(guó)城鎮(zhèn)家庭存在“少子化”“老齡化”的人口年齡結(jié)構(gòu)特征。從家庭人口年齡結(jié)構(gòu)上來看，含有14歲及以下年齡少兒的家庭和含有65歲以上老人的家庭消費(fèi)更容易受到家庭人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)的沖擊，而以勞動(dòng)年齡人口為主的家庭短期內(nèi)不會(huì)因?yàn)槿丝谀挲g結(jié)構(gòu)的改變而對(duì)其消費(fèi)需求產(chǎn)生明顯刺激（見圖1）。

表2 含有不同年齡人口城鎮(zhèn)家庭比例

圖1 城鎮(zhèn)家庭人口年齡累積分布

圖2采用非參數(shù)核密度方法基于CFPS2018 數(shù)據(jù)分別擬合城鎮(zhèn)家庭老年人口和少兒人口消費(fèi)支出的分布趨勢(shì)。就分布形態(tài)而言，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭少兒消費(fèi)支出和老人消費(fèi)支出分布均呈正偏態(tài)分布的特征，表現(xiàn)出明顯的“單峰型”形態(tài)，說明中、低消費(fèi)水平的城鎮(zhèn)家庭占多數(shù)，而高消費(fèi)支出的家庭占比相對(duì)較小。從分布形態(tài)對(duì)比來看，城鎮(zhèn)少兒消費(fèi)支出分布較老年消費(fèi)支出分布更為離散且厚尾趨勢(shì)突出，表明城鎮(zhèn)家庭少兒人口消費(fèi)差距較大且高水平少兒消費(fèi)家庭比例較高，意味著城鎮(zhèn)家庭傾向于對(duì)少兒人口的消費(fèi)投資趨勢(shì)更為明顯。這與郝云飛、臧旭恒（2017）[28]的研究結(jié)果相一致，由于家庭中少兒消費(fèi)與老年消費(fèi)數(shù)量具有競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，在收入一定時(shí)，家庭決策會(huì)優(yōu)先傾向于子女消費(fèi)。由此對(duì)于不同消費(fèi)層次城鎮(zhèn)家庭而言，少兒人口引致的消費(fèi)對(duì)其家庭消費(fèi)決策影響更為顯著。

圖2 城鎮(zhèn)家庭少兒及老年人口消費(fèi)分布

四、實(shí)證分析與討論

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3為城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)需求影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，具體分析了家庭人口年齡結(jié)構(gòu)特征對(duì)消費(fèi)的平均影響效應(yīng)。根據(jù)OLS基準(zhǔn)回歸結(jié)果，顯示城鎮(zhèn)家庭人口結(jié)構(gòu)中家庭少兒撫養(yǎng)比及對(duì)其消費(fèi)存在正向影響，家庭少兒撫養(yǎng)比系數(shù)彈性為0.0013，表明伴隨家庭少兒撫養(yǎng)比提升1%，消費(fèi)需求增加0.13%；而家庭老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)需求影響并不顯著。家庭老年撫養(yǎng)比影響并不顯著的主要原因一方面在于含有老年人口的城鎮(zhèn)家庭面臨養(yǎng)老支出、醫(yī)療費(fèi)用等風(fēng)險(xiǎn)較高，即使家庭成員中老年人口數(shù)量增長(zhǎng)，消費(fèi)意愿增強(qiáng)，但此類不確定性風(fēng)險(xiǎn)依舊令城鎮(zhèn)家庭優(yōu)先選擇強(qiáng)化預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而降低增強(qiáng)消費(fèi)需求的意愿；另一方面原因在于老年人創(chuàng)造財(cái)富能力減弱，盡管對(duì)產(chǎn)品及服務(wù)具有一定需求，仍會(huì)抑制需求而減少消費(fèi)支出。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果穩(wěn)健性，采用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”及LASSO方法再次進(jìn)行回歸，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，證明該實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。通過LASSO回歸對(duì)影響因素的不確定性干擾進(jìn)行降維，即通過精煉模型將顯著性較小或不顯著變量回歸系數(shù)壓縮為0，從而進(jìn)行變量選擇，均值回歸的變量選擇結(jié)果意味著家庭少兒撫養(yǎng)比、家庭老年撫養(yǎng)比、家庭收入、資產(chǎn)、家庭規(guī)模、戶主受教育水平及工作性質(zhì)對(duì)家庭消費(fèi)影響更為顯著，而婚姻及戶主健康程度對(duì)家庭消費(fèi)作用較小，此方法同時(shí)進(jìn)一步對(duì)參數(shù)予以了校準(zhǔn)。能夠發(fā)現(xiàn)，無論是OLS回歸結(jié)果，還是LASSO均值回歸結(jié)果均證明“少子化”人口結(jié)構(gòu)演變趨勢(shì)是減少居民消費(fèi)需求的主要原因，但“老齡化”程度增強(qiáng)對(duì)家庭消費(fèi)的平均影響并不顯著。

（二）LASSO分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

表4分析了家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)不同消費(fèi)層次家庭的影響，從LASSO分位數(shù)回歸結(jié)果來看，隨著消費(fèi)分位點(diǎn)提高，家庭少兒撫養(yǎng)比及家庭老年撫養(yǎng)比的系數(shù)彈性均逐漸減小，說明城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)演變對(duì)低消費(fèi)層次家庭的影響強(qiáng)于中、高消費(fèi)水平的城鎮(zhèn)家庭，且較家庭老年撫養(yǎng)比而言，家庭少兒撫養(yǎng)比變化對(duì)不同消費(fèi)水平城鎮(zhèn)家庭的影響更為顯著。能夠發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭傾向于將少兒作為家庭消費(fèi)的核心，尤其對(duì)于中、低消費(fèi)水平組群而言，其對(duì)子女的消費(fèi)投入視為家庭人力資本投資，目的在于改善家庭未來的經(jīng)濟(jì)狀況及社會(huì)地位。家庭老年撫養(yǎng)比對(duì)低消費(fèi)水平（0.05分位點(diǎn)）、中低消費(fèi)水平（0.25分位點(diǎn)）的城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制作用，而對(duì)中等消費(fèi)以上家庭影響并不顯著，一方面原因在于擁有老年人口的家庭面臨健康等方面的未來風(fēng)險(xiǎn)較高，導(dǎo)致低消費(fèi)家庭偏好于減少消費(fèi)支出，增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄；另一方面原因在于老年人口消費(fèi)偏好以醫(yī)療健康、保健休閑的發(fā)展型消費(fèi)為主，但由于崇尚勤儉節(jié)約的傳統(tǒng)觀念，中、高消費(fèi)家庭的老年人在有限家庭資源條件下，不會(huì)隨著家庭成員中老年人口比例的提升而相應(yīng)增加發(fā)展型消費(fèi)支出。

表4 LASSO分位數(shù)回歸結(jié)果

從家庭特征來看，對(duì)于不同消費(fèi)層次家庭，其消費(fèi)主要影響因素略有差異，通過LASSO模型變量篩選結(jié)果來看，家庭可支配收入及家庭規(guī)模對(duì)消費(fèi)的影響在不同分位點(diǎn)均顯著，且影響程度伴隨消費(fèi)分位點(diǎn)增大而提升，家庭特征中家庭可支配收入影響逐漸增大，家庭規(guī)模影響逐漸降低。而家庭資產(chǎn)、戶主受教育年限僅對(duì)中高以下消費(fèi)群體的影響顯著，戶主健康水平及工作性質(zhì)僅對(duì)中低到中高消費(fèi)群體存在影響。

對(duì)比LASSO分位數(shù)回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果僅考慮了家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的平均影響，帶來了估計(jì)偏差，忽略了家庭老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)的作用。而LASSO分位數(shù)回歸結(jié)果詳細(xì)考察了對(duì)消費(fèi)分布的影響情況，能夠發(fā)現(xiàn)家庭老年撫養(yǎng)比對(duì)低消費(fèi)家庭具有負(fù)向作用，家庭少兒撫養(yǎng)比對(duì)最高消費(fèi)層次之外的家庭均存在正向影響。伴隨家庭內(nèi)少兒及老年人口數(shù)量的共同改變，難以判斷家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的直接影響，因此需分析其非線性影響關(guān)系，以更為細(xì)致地識(shí)別家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響機(jī)制。

（三）門限模型估計(jì)結(jié)果

本文基于Hansen程序語言，采用連玉君Crosstm橫截面門檻程序包結(jié)合Stata15.0運(yùn)行數(shù)據(jù)，對(duì)家庭年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)影響的非線性影響結(jié)果進(jìn)行了檢驗(yàn)，如表5所示。結(jié)果表明門限估計(jì)值均在95%置信區(qū)間內(nèi)，且通過了95%以上的置信水平一致性檢驗(yàn)，說明估計(jì)值真實(shí)可靠。在此基礎(chǔ)上，采用Hansen Bootstrap（自舉法）模擬出P值來檢驗(yàn)門限值的顯著性，以檢驗(yàn)門限閾值存在性及數(shù)量。發(fā)現(xiàn)家庭少兒人口與老年人口比值存在單一門限閾值，其門限閾值為100%，意味著當(dāng)城鎮(zhèn)家庭0～14 歲少兒人口占65歲及以上人口的比率達(dá)到100%時(shí)，即數(shù)量持平時(shí)，家庭年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)需求的沖擊程度增強(qiáng)。

表5 城鎮(zhèn)人口年齡結(jié)構(gòu)門檻值

表6為城鎮(zhèn)家庭年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)影響的非線性回歸結(jié)果，LASSO 回歸結(jié)果表明城鎮(zhèn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)需求具有顯著的非線性特征，當(dāng)城鎮(zhèn)家庭個(gè)體中14歲及以下年齡的少兒人口占65歲以上家庭成員比例未達(dá)到100%時(shí)，即家庭內(nèi)少兒數(shù)量小于老年人口數(shù)量時(shí)，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)影響并不顯著，只有當(dāng)城鎮(zhèn)家庭內(nèi)少兒人口占老年人口比率達(dá)到100%，其對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生正向影響且作用效果顯著。此時(shí)系數(shù)彈性為0.1924，表示當(dāng)城鎮(zhèn)家庭成員中14歲及以下少兒人口占65歲以上家庭成員人口比例達(dá)到100%之后，少兒占老年人口比值繼續(xù)提高1%，家庭消費(fèi)需求將平均增加19.24%。同樣，利用OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤方法對(duì)LASSO回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與LASSO回歸結(jié)果基本一致，證明LASSO回歸結(jié)果真實(shí)可靠。

表6 門限回歸結(jié)果

五、結(jié) 論

研究城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)城鎮(zhèn)家庭最終消費(fèi)需求的影響對(duì)新發(fā)展格局下擴(kuò)大有效內(nèi)需具有重要意義。本文基于家庭微觀視角，利用微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)CFPS2018，采用機(jī)器學(xué)習(xí)的LASSO分位數(shù)回歸及門限模型方法就家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)需求影響機(jī)制進(jìn)行了分析。實(shí)證結(jié)果表明：第一，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著影響，從均值影響關(guān)系來看，家庭少兒撫養(yǎng)比的影響表現(xiàn)為正向效應(yīng)，家庭老年撫養(yǎng)比的影響并不顯著，表明對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)平均變化而言，當(dāng)家庭內(nèi)老年人口數(shù)量不變時(shí)，家庭內(nèi)部人口中14歲及以下年齡少兒人口的增加對(duì)家庭消費(fèi)需求具有促進(jìn)作用。第二，從LASSO分位數(shù)回歸結(jié)果來看，伴隨消費(fèi)分位點(diǎn)提高，家庭少兒撫養(yǎng)比和家庭老年撫養(yǎng)比的影響均逐漸減弱，說明家庭內(nèi)部人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對(duì)中、低消費(fèi)水平的城鎮(zhèn)家庭影響更為顯著，對(duì)高消費(fèi)水平家庭不產(chǎn)生影響，同時(shí)識(shí)別出不同消費(fèi)層次家庭的家庭及戶主特征主要影響因素，家庭資產(chǎn)、戶主受教育年限僅對(duì)中高以下消費(fèi)群體的影響顯著，而戶主健康水平及工作性質(zhì)僅對(duì)中低到中高消費(fèi)群體存在影響。第三，以家庭內(nèi)少兒人口占老年人口比例作為門限閾值進(jìn)行門限回歸，結(jié)果表明家庭人口年齡結(jié)構(gòu)消費(fèi)需求具有非線性作用，非線性影響具體表現(xiàn)為當(dāng)家庭中少兒占老年人口比例低于門限閾值100%時(shí)，即家庭成員中少兒人口數(shù)量小于老年人口數(shù)量時(shí)，即便14歲及以下年齡成員數(shù)量增多，家庭消費(fèi)支出依然不能提高，只有家庭中少兒占老年人口比值突破門限閾值100%，即少兒數(shù)量與老年數(shù)量持平，才能有效促進(jìn)家庭消費(fèi)需求，否則不能釋放家庭消費(fèi)意愿，發(fā)揮潛在的需求潛力。

本文發(fā)現(xiàn)“少子化”“老齡化”家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求總量產(chǎn)生消極影響，尤其限制了占據(jù)消費(fèi)市場(chǎng)主體的中、低消費(fèi)需求，不利于新發(fā)展格局下擴(kuò)大消費(fèi)需求的目標(biāo)。盡管家庭少兒撫養(yǎng)比提升對(duì)促進(jìn)消費(fèi)產(chǎn)生積極影響，但家庭人口結(jié)構(gòu)中14歲及以下少兒人口數(shù)量小幅度提升并不能有效提升消費(fèi)需求，只有當(dāng)家庭成員中14歲及以下少兒與65歲以上老年人口數(shù)量持平后，家庭成員中少兒數(shù)量繼續(xù)提升才能刺激家庭消費(fèi)動(dòng)機(jī)，發(fā)揮超大消費(fèi)市場(chǎng)規(guī)模作用。因此，通過積極推動(dòng)生育政策優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)；進(jìn)一步完善養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，促進(jìn)“銀發(fā)市場(chǎng)”升級(jí)等措施，能夠緩解人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)消費(fèi)需求產(chǎn)生的負(fù)向影響，以有效擴(kuò)大消費(fèi)需求，推動(dòng)新發(fā)展格局下經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。?