宿玉海，李小誠，孫曉芹

(山東財經(jīng)大學 金融學院，山東 濟南 250014)

一、引 言

2020年，黨的十九屆五中全會提出“十四五”時期“著力提高低收入群體收入，擴大中等收入群體”，以及到2035年“中等收入群體顯著擴大”的目標。在建設社會主義現(xiàn)代化強國的新階段，擴大中等收入者比重，形成“橄欖型”收入分配格局，促進更加公平的發(fā)展，是實現(xiàn)全體人民共同富裕取得更明顯的實質性進展目標的重要部署。在中國“未富先老”以及“敬老養(yǎng)老”的背景下，老齡化對經(jīng)濟社會和文化發(fā)展的影響被不斷放大，因此，厘清人口老齡化對中等收入群體規(guī)模的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外關于中等收入群體的研究主要集中在三個方面：一是如何界定中等收入群體；二是如何測度中等收入群體規(guī)模；三是中等收入群體規(guī)模的影響因素和擴大路徑。

雖然中等收入群體已經(jīng)引起學界和政府的高度關注，但對于如何界定中等收入群體尚存爭議。李強和徐玲認為中等收入群體將收入作為唯一的劃分標準；而中間階層或者中產(chǎn)階層的界定標準除了收入標準外，還包括財產(chǎn)、職業(yè)地位和教育層次等多個維度，是一個綜合概念。關于中等收入群體規(guī)模的測度方法尚未建立統(tǒng)一標準，學者們一般采用相對標準法和絕對標準法。絕對標準法通過設定一個固定的上下限，收入處于上下限之間屬于中等收入群體。相對標準法一般是根據(jù)收入分布的中位數(shù)來界定中等收入群體，如龍瑩和Thurow將中等收入?yún)^(qū)間設定為收入中位數(shù)的75%～125%。

關于中等收入群體規(guī)模的影響因素，學者們主要從兩個角度進行分析。從宏觀因素分析，吳鵬等研究發(fā)現(xiàn)技術偏向性勞動收入份額的提升可以有效擴大中等收入群體；莊健關于收入不平等和中等收入群體規(guī)模之間的關系進行了考察，發(fā)現(xiàn)二者存在明顯的負相關關系；還有部分學者分析了人力資本結構和經(jīng)濟增長對擴大中等收入群體比重的作用。從微觀因素分析，行業(yè)、職業(yè)、經(jīng)驗、勞動者受教育水平影響就業(yè)和收入，進而影響中等收入者比重。關于擴大中等收入群體規(guī)模的路徑選擇，關鍵在于“提低”和“穩(wěn)中”?！疤岬汀笔侵柑岣叩褪杖肴后w的收入水平，使其邁入中等收入行列?！胺€(wěn)中”是指保證中等收入群體規(guī)模的穩(wěn)固性，降低中等收入群體的脆弱性。中等收入群體擴大過程中面臨諸多難題，家庭進入中等收入群體后還可能存在退出風險：一是中等收入群體內(nèi)部收入結構不合理。劉渝琳等從家庭收入結構和家庭人口特征等方面分析了家庭退出中等收入群體的風險決定因素。二是債務杠桿率、失業(yè)率和醫(yī)療支出的提高也會阻礙中等收入群體規(guī)模的擴大和維持。三是現(xiàn)階段我國養(yǎng)老保險體系的“三大支柱”仍以基本養(yǎng)老保險為主，企業(yè)年金的覆蓋面并不廣泛，商業(yè)養(yǎng)老保險發(fā)展并不充分，居民參與度不足，養(yǎng)老金替代率難以達到較高水平。因此，如何持續(xù)壯大中等收入群體，有效降低中等收入群體的脆弱性，已成為中國當前及未來一段時期不得不面對的考驗。

與此同時，我國人口老齡化程度不斷加深，第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國60歲及以上人口比重達18.7%，其中，65歲及以上人口比重達13.5%，按照國際標準，我國已接近中度老齡化社會。人口老齡化的快速與深度發(fā)展，導致人口撫養(yǎng)比持續(xù)攀升，社會撫養(yǎng)負擔不斷加重，這預示著“人口紅利”正在逐漸消失，經(jīng)濟發(fā)展面臨增長動力不足的困境。有研究表明，人口老齡化會減少適齡勞動力供給，使生產(chǎn)性活動相應減少。基于以上分析延伸出一個現(xiàn)實問題：人口老齡化是否會影響中等收入群體規(guī)模的擴大？如果是，人口老齡化到底是阻礙了還是促進了中等收入群體規(guī)模的擴大？以上便是本文后續(xù)部分的研究重點。

關于人口老齡化與中等收入群體規(guī)模之間關系的相關研究仍處于初步階段，鮮有文獻對二者的關系進行深入考察。只有少數(shù)經(jīng)濟學者從老齡化影響家庭收入的角度來側面分析二者關系。目前我國中低收入家庭仍以勞動收入為主，家庭財產(chǎn)性收入和轉移性收入對家庭收入?yún)^(qū)間上升概率的影響具有不確定性，其他類型收入的影響較小，因此提供生產(chǎn)性勞動獲得勞動報酬是家庭收入?yún)^(qū)間上升的主要推動力。而老年照料會使一部分家庭成員無法進入勞動力市場參加工作，或者需要提前退休以照顧老年父母，這會導致家庭損失部分潛在的勞動收入，從而降低家庭整體的收入水平。養(yǎng)老對于子女家庭而言，顯然也需要投入一定的經(jīng)濟成本，且這一成本往往不以貨幣的形式直接表現(xiàn)出來。朱晨和楊曄研究發(fā)現(xiàn)，具有養(yǎng)老負擔的家庭，家庭成員傾向于選擇低收入工作。也有文獻表明，提供家庭養(yǎng)老等形式的非正式照料會從外延邊際和集約邊際兩方面帶來機會成本。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取及描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自北京大學中國社會科學調查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)。CFPS涵蓋全國25個省(區(qū)、市)(新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏、海南除外)的樣本數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)每2年進行一次全國性追蹤調查，調查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種類型，涵蓋村居、家庭和個人層面的信息，較為全面地反映了中國微觀經(jīng)濟發(fā)展和社會變遷的狀況。CFPS大樣本數(shù)據(jù)具有良好的代表性，可保證本研究的可靠性。

本文使用CFPS2012、2014、2016、2018年的相關數(shù)據(jù)。其中，有關老齡化方面的信息來自家庭關系庫和成人庫，家庭收入水平的信息來自家庭經(jīng)濟庫，部分控制變量(如少兒撫養(yǎng)比)的信息來自家庭關系庫。剔除主要變量存在缺失的樣本后，得到2012、2014、2016、2018年有效樣本數(shù)量分別為9 220個、10 600個、11 736個、10 089個，共計41 645個。

(二)變量選取

1.

借鑒吳鵬和常遠的做法，將人均年純收入中位數(shù)的75%～125%作為劃分標準，同時，考慮到中國城鄉(xiāng)收入差距較大，對城鄉(xiāng)家庭分別設立中等收入群體的劃分區(qū)間。本文因變量設定為家庭收入所屬區(qū)間的有序多分類變量，當家庭是低收入群體時，=1；當家庭是中等收入群體時，=2；當家庭是高收入群體時，=3。由表1可知，隨著近些年來我國經(jīng)濟快速發(fā)展和居民收入水平顯著提高，我國中等收入群體比例在逐漸提高，但仍然顯著低于發(fā)達國家的水平(如美國中產(chǎn)階層比重在70%以上)。

表1 中等收入群體測度區(qū)間

2.

本文借鑒汪偉和咸金坤的做法，使用65歲及以上老年人口占家庭總人口的比重作為衡量家庭人口老齡化程度的指標，同時使用家庭老年撫養(yǎng)比進行穩(wěn)健性檢驗。在家庭老年撫養(yǎng)比中，老齡人口定義為65歲及以上的老人。

3.

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

三、模型構建、估計結果與穩(wěn)健性檢驗

(一)模型構建

本模型設定因變量是可以排序的離散變量，故采用有序多分類Logistic回歸(簡稱有序Logit模型)，有序Logit模型的優(yōu)點之一是可以計算自變量變動對因變量各分類影響的邊際效應。

混合截面有序Logit模型建立在一個潛變量的基礎上，關于潛變量的模型設定如下：

(1)

與因變量相對應的是有序變量,。本文假設,取值為1，2，3。其中，,=1表示家庭在年屬于低收入群體；,=2表示家庭在年屬于中等收入群體；,=3表示家庭在年屬于高收入群體。

(2)

其中,、為臨界值，且<。

(二)基準結果分析

為避免過擬合和欠擬合，本文采用逐步回歸法，運用混合截面有序Logit模型進行實證檢驗。將老年人口比作為解釋變量建立模型一，嘗試驗證本文推論：當其他條件相同時，人口老齡化程度越高的家庭成為中等收入群體的可能性越小，即人口老齡化對中等收入群體規(guī)模的擴大起阻礙作用；模型二在模型一的基礎上控制了戶主個人特征；模型三進一步控制了家庭特征。模型一至模型三均控制了省份效應和年份效應。

表3中的模型一至模型三是基于CFPS2012—2018年樣本回歸的結果。模型一中老年人口比的回歸系數(shù)為-1.054 1，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明老齡化對因變量產(chǎn)生顯著負向影響。模型二中加入戶主層面的控制變量，老年人口比的回歸系數(shù)依然顯著為負。模型三則進一步控制了家庭特征，模型三的偽R增大為0.086 3，模型整體解釋能力進一步加強，本文將模型三設定為基準模型。模型三中老年人口比的系數(shù)為-0.741 6，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。根據(jù)模型三有序Logit模型的邊際效應系數(shù)可知，當其他控制變量取均值時，老年人口比每提高1%，家庭是低收入群體(=1)的可能性增加1592，家庭是中等收入群體(=2)的可能性下降3.45%，本文推論得到驗證。

表3 基本回歸結果

續(xù)表3

就控制變量而言，其影響基本符合預期。戶主個人特征方面，戶主年齡與中等收入群體的關系呈“U”型，這意味著隨著戶主年齡增加，家庭成為中等收入群體的可能性會顯著下降；當戶主年齡達到一定水平時，其積累了一定的工作經(jīng)驗和社會資源，有可能實現(xiàn)收入增長。男性戶主、戶主學歷與家庭成為中等收入群體的可能性正相關。戶主健康對家庭成為中等收入群體產(chǎn)生消極影響，這可能是因為自評健康存在較強的主觀性。戶主已婚家庭成為中等收入群體的可能性較小。戶主是黨員的家庭更可能成為中等收入群體，這可能是因為擁有黨員身份更容易獲得體制內(nèi)的穩(wěn)定工作，從而使家庭收入保持在穩(wěn)定的中等收入水平。家庭層面，少兒人口比高的家庭成為中等收入群體的可能性越小，且相對于家庭養(yǎng)老壓力，撫幼負擔對家庭成為中等收入家庭的負面影響更大，這與李超的研究結果一致。家庭規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為負，一方面，家庭規(guī)模的擴大會降低家庭人均純收入，另一方面，若有新生兒出生，家庭經(jīng)濟負擔也會加重、家庭勞動力參與率下降，從而使得收入相應減少，這與劉渝琳等的研究結果一致。家庭失業(yè)率、家庭養(yǎng)老保險率和家庭不健康率對中等收入群體擴大起阻礙作用。家庭成員參加醫(yī)療保險能有效提高家庭成為中等收入群體的概率，醫(yī)療保險能夠緩解家庭醫(yī)療負擔，減輕家庭壓力。家庭金融資產(chǎn)和房產(chǎn)價值越高的家庭成為中等收入群體的可能性越大。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.

為了進一步檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文采取如下做法：(1)變換核心解釋變量。借鑒已有文獻的相關做法，將核心解釋變量老年人口比替換為老年撫養(yǎng)比。(2)增加控制變量。家庭收入結構反映了家庭成員收入在不同產(chǎn)業(yè)間資源的分配與使用，而在不同產(chǎn)業(yè)間的生產(chǎn)率存在差異，因此家庭收入結構可能會影響家庭收入?yún)^(qū)間的變動。本文通過加入虛擬變量以考察家庭是否從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營和是否從事商業(yè)經(jīng)營對中等收入群體規(guī)模擴大產(chǎn)生的影響。(3)變換被解釋變量的劃分標準。按照Kharas提出的人均日收入10～100美元，根據(jù)世界銀行公布的購買力平價轉換因子(GDP)換算為家庭人均年純收入作為界定中等收入群體的下限和上限。

從表4的回歸結果可知，在變換解釋變量和增加控制變量后，核心解釋變量的系數(shù)仍然顯著為負，這進一步驗證了本文推論，說明基準回歸結果較穩(wěn)健。在變換被解釋變量劃分標準后，核心解釋變量的系數(shù)絕對值顯著變大，這可能是因為全國統(tǒng)一的絕對標準劃分未考慮地區(qū)發(fā)展差異，絕對標準劃分區(qū)間過大導致中等收入群體規(guī)模被高估。表4第(6)列中，家庭從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的系數(shù)為負，這可能是因為農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動具有很大的不確定性，農(nóng)業(yè)收入波動相對較大，這與現(xiàn)有研究得出的從事商業(yè)經(jīng)營活動獲得利潤促使家庭收入?yún)^(qū)間上升和從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動可能會導致家庭收入?yún)^(qū)間下降的結論一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗(變換和增加變量)

2.

考慮到我國收入分布呈現(xiàn)右偏、尖峰厚尾的特征，為避免異常值對模型估計結果的影響，對家庭年純收入在1%分位上的樣本點進行雙邊截尾和雙邊縮尾處理。表5第(1)(2)列給出了對雙邊截尾樣本和增加控制變量進行有序Logit回歸的結果，表5第(3)(4)列給出了對雙邊縮尾樣本和增加控制變量進行有序Logit回歸的結果。結果表明，老年人口比的回歸系數(shù)值和顯著性與基準回歸結果基本一致，說明基準回歸結果依然穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(排除異常值)

3.

家庭收入所屬區(qū)間和家庭老年人口比可能存在反向因果關系，從而引發(fā)內(nèi)生性問題，導致基本回歸結果的不一致性。家庭可能限于收入水平而減少生育數(shù)量，在一定程度上影響家庭人口規(guī)模，進而對家庭老年人口比產(chǎn)生影響。因此，有必要選擇恰當?shù)哪軌蚩刂苾?nèi)生性問題的回歸估計方法以支持本文分析結果的穩(wěn)健性。參照尹志超和張誠、高秋明和杜創(chuàng)、昌忠澤等的思路，本文選取同一區(qū)縣的平均老年人口比作為工具變量，對基準回歸結果的穩(wěn)健性進行檢驗，首先驗證了同一區(qū)縣的平均老年人口比與內(nèi)生變量高度相關，使用回歸方程：

,=+_,+,+++,

(3)

其中，,是內(nèi)生變量“家庭老年人口比”，_,是工具變量“同一區(qū)縣的平均家庭老年人口比”，,是與基準回歸方程(1)相同的控制變量，,為誤差項。估計結果顯示(見表6)，同一區(qū)縣的平均家庭老年人口占比的系數(shù)值為0.624，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明工具變量與內(nèi)生變量存在相關性。此外，一階段F檢驗值為218.3，表明不是弱工具變量。

基于工具變量的兩個條件都得到滿足，本文繼續(xù)對內(nèi)生性問題是否存在進行了檢驗。具體做法是使用杜賓—吳—豪斯曼檢驗(DBW test)。將方程(3)中所得殘差項作為解釋變量加入基準回歸方程(1)進行回歸，殘差項系數(shù)值為-0.74，并且在1%的顯著性水平上拒絕了系數(shù)為0的假設，認為基準回歸方程(1)存在內(nèi)生性問題。

根據(jù)Angrist和Pischke的研究，使用兩階段方法進行了工具變量法估計。其中，第一階段方程模型是方程(1)，第二階段是以一階段因變量的擬合值替換原方程中內(nèi)生變量的基準回歸形式。Wald檢驗也表明工具變量是一個合理的工具變量，而不使用IV估計的基準模型具有內(nèi)生性問題。所得結果見表6。

表6 穩(wěn)健性檢驗(工具變量法)

四、異質性分析

(一)東部地區(qū)與中西部地區(qū)

表7 異質性分析(東部、中西部地區(qū))

(二)沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)

表8 異質性分析(沿海、內(nèi)陸地區(qū))

(三)城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)

雖然近年來中國城鎮(zhèn)化速度加快，但仍然存在較為明顯的城鄉(xiāng)二元結構。在城鄉(xiāng)融合和鄉(xiāng)村振興的發(fā)展目標下，有必要考察人口老齡化對中等收入群體規(guī)模擴大的影響是否存在城鄉(xiāng)差異以及差異大小。按照國家統(tǒng)計局的劃分標準，分城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭兩個子樣本進行回歸。為檢驗分組回歸后組間系數(shù)差異，本文進行SUEST檢驗，結果表明，老年人口比的組間系數(shù)差異在5%的水平上顯著異于0。回歸結果見表9。進一步分析有序Logit的邊際效果，與農(nóng)村地區(qū)家庭相比，城鎮(zhèn)地區(qū)家庭老齡化程度對擴大中等收入群體規(guī)模的阻礙更大。可能的解釋是，近年來我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和脫貧攻堅取得顯著成果，農(nóng)村居民收入水平普遍提高，中等收入群體預備軍正式邁入中等收入群體行列，相比之下，老齡化程度對農(nóng)村家庭收入所屬區(qū)間的負面影響較小。

表9 異質性分析(城鎮(zhèn)、農(nóng)村地區(qū))

五、結論與建議

(一)研究結論

本文通過構建有序Logit模型分析了人口老齡化對中等收入群體規(guī)模擴大的影響，并分區(qū)域進行了比較。主要結論有：人口老齡化顯著降低了家庭成為中等收入群體的可能性，提高家庭老年人口比，會使家庭成為中等收入群體的概率下降，使家庭成為低收入群體的可能性增加。不同地區(qū)的人口老齡化對中等收入群體規(guī)模的影響存在顯著差異，具體而言，與東部地區(qū)家庭相比，中西部地區(qū)家庭人口老齡化程度對中等收入群體規(guī)模的負面影響更大；與沿海地區(qū)家庭相比，內(nèi)陸地區(qū)家庭受老齡化的負面影響更大；與農(nóng)村地區(qū)家庭相比，人口老齡化對城鎮(zhèn)中等收入群體規(guī)模的負面影響更大。

(二)政策建議

首先，加快產(chǎn)業(yè)結構升級，實施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略。人口老齡化與產(chǎn)業(yè)結構升級并不是對立的，人口老齡化可以誘發(fā)和“倒逼”產(chǎn)業(yè)結構升級，要充分利用人口老齡化給產(chǎn)業(yè)結構升級帶來的機遇。同時，堅持實施經(jīng)濟發(fā)展就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略。結合三大產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)的特征，制定精準的差異化就業(yè)策略。黨的十八大以來，在以習近平同志為核心的黨中央的堅強領導下，中國共產(chǎn)黨人進行了一系列卓有成效的治國理政實踐，大大提升了人民的獲得感和幸福感。擴大就業(yè)容量和提升就業(yè)質量是促進中等收入群體發(fā)展的有效策略之一，也是實現(xiàn)共同富裕目標的一個實踐路徑。

其次，立足地區(qū)比較優(yōu)勢，制定差異“擴中”策略。針對中等收入群體發(fā)展的地區(qū)差異，采取差異化的“擴中”策略。充分考慮各區(qū)域人口老齡化的現(xiàn)存狀況，因地制宜，形成符合區(qū)域特點的發(fā)展策略，提高中西部地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)收入水平，不斷縮小區(qū)域差距。在農(nóng)村地區(qū)，“擴中”首要任務是讓更多的低收入家庭脫貧致富，加入中等收入者行列，促進中等收入群體成長。在城鎮(zhèn)地區(qū)，“擴中”既要提升中等收入群體比重，還要讓更多的中等收入者進入中間、中高收入群體。

最后，完善社會保障體系，提高公共服務質量。充分發(fā)揮養(yǎng)老保險“三大支柱”的作用，確保社會養(yǎng)老保險發(fā)展的可持續(xù)性以及企業(yè)年金和商業(yè)養(yǎng)老保險的充分性，為中等收入家庭退休成員提供穩(wěn)定的養(yǎng)老保障，有效降低中等收入群體的脆弱性風險。此外，通過養(yǎng)老服務政策設計緩解家庭養(yǎng)老壓力，著重保障重點人群基本養(yǎng)老服務，最大限度地降低人口老齡化對中等收入群體產(chǎn)生的消極影響。