人口老齡化對居民消費率的影響研究

■潘紅虹 唐玨嵐

近年來，消費逐漸成為中國經(jīng)濟(jì)增長的第一驅(qū)動力，但與主要發(fā)達(dá)國家相比，中國的居民消費率仍然偏低，消費對經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)性作用尚未能充分發(fā)揮。更為嚴(yán)峻的是，中國的人口老齡化程度持續(xù)加深，對居民消費以及經(jīng)濟(jì)增長等方面的不利影響逐漸顯現(xiàn)。運用中國2000—2018年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果顯示：人口老齡化會抑制居民消費率的上升，并且對城鎮(zhèn)居民消費率的抑制效應(yīng)大于農(nóng)村居民；農(nóng)村居民消費率則隨人口老齡化程度的加深呈現(xiàn)先下降后上升的U型關(guān)系，并且收入提高可以促進(jìn)老齡化背景下農(nóng)村居民消費率的提升。這表明未來隨著人口老齡化加劇，當(dāng)前以城鎮(zhèn)居民消費為主體的總體居民消費將受到較大沖擊，而農(nóng)村居民消費將顯示出較大潛力。

一、引言與文獻(xiàn)回顧

黨的十九屆五中全會提出“加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局”，并把堅持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略基點、全面促進(jìn)消費作為構(gòu)建新發(fā)展格局的重要一環(huán)。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了長期快速發(fā)展，居民消費率卻呈現(xiàn)在波動中持續(xù)下降的總體態(tài)勢。1978年到2019年，中國居民消費率從48.78%下降到38.79%，盡管2011年以來中國居民消費率呈現(xiàn)止跌回升態(tài)勢，但回升幅度較小，仍然處于改革開放以來較低階段，與英國、美國等國相比存在近30個百分點的差距。從世界主要發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗來看，只有消費在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮較大作用，才能保持經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定發(fā)展。在中國居民消費率持續(xù)降低的同時，中國的人口年齡結(jié)構(gòu)也發(fā)生了重大變化，人口老齡化趨勢不斷增強(qiáng)。自2000年進(jìn)入人口老齡化社會以來，中國人口老齡化呈現(xiàn)加速度發(fā)展趨勢，2019年中國65歲以上老年人口占比為12.57%。在人口老齡化背景下全面促進(jìn)居民消費，成為新發(fā)展階段中國加快構(gòu)建新發(fā)展格局，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和高品質(zhì)生活的重要任務(wù)之一。

關(guān)于人口老齡化對居民消費的影響，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)開展了不少相關(guān)研究。第一種觀點認(rèn)為，人口老齡化會促進(jìn)居民消費。Modigliani和Brumberg、Leff較早研究了人口年齡結(jié)構(gòu)和居民消費的關(guān)系，認(rèn)為老年時由于沒有收入會消費傾向較高，符合生命周期假說。［1］［2］Masson等、Erlandsen和Nymoen認(rèn)為隨著人口老齡化程度加深，社會消費總量會增加。［3］［4］也有一些國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為人口老齡化對居民消費具有促進(jìn)作用。［5-7］第二種觀點認(rèn)為，人口老齡化會抑制居民消費。有研究認(rèn)為人口老齡化加深會減少居民消費，甚至使政府預(yù)算支出發(fā)生大幅度變化。［8］［9］劉雯、沈繼紅也研究認(rèn)為人口老齡化會抑制居民消費，老年人口比重上升與居民消費率負(fù)相關(guān)。［10］［11］第三種觀點認(rèn)為，人口老齡化與居民消費之間的關(guān)系存在異質(zhì)性。在人口老齡化發(fā)展的不同階段，人口老齡化對居民消費的影響方向及效應(yīng)大小會發(fā)生變化。［12］生命周期消費理論在中國只適用于城鎮(zhèn)地區(qū)，并不適用于農(nóng)村地區(qū)。［13］第四種觀點認(rèn)為，人口老齡化對居民消費沒有影響。Ram，Wilson的實證研究否定了人口年齡結(jié)構(gòu)和消費存在相關(guān)性。［14］［15］李文星等、李魁等也研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化對居民消費影響不顯著。［16］［17］從已有關(guān)于人口老齡化影響居民消費的研究成果來看，國內(nèi)外學(xué)者主要依托生命周期理論及其后續(xù)修正模型進(jìn)行了大量實證研究，由于不同學(xué)者的研究角度、研究方法、數(shù)據(jù)指標(biāo)選擇等存在較大差異，尚未得出一致的結(jié)論。

在中國人口老齡化程度不斷加深的背景下，厘清人口老齡化與居民消費率的關(guān)系，把握人口老齡化社會背景下居民消費率的變動規(guī)律，對于當(dāng)前中國擴(kuò)大消費、促進(jìn)內(nèi)需具有重要意義。中國的居民消費率持續(xù)下降，是否與人口老齡化的演變具有緊密關(guān)聯(lián)，其影響程度和效應(yīng)如何？在人口老齡化社會背景下發(fā)揮消費對經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)性作用，擴(kuò)大消費尤其是擴(kuò)大居民消費需要注意哪些問題，如何應(yīng)對?本文將基于已有研究框架，深入探討人口老齡化對社會總體、城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費率的影響，并進(jìn)一步研究人口老齡化對居民消費率的非線性影響，以及收入在其中的調(diào)節(jié)作用，以更好地剖析人口老齡化對居民消費率的全面影響，并相應(yīng)地提出在人口老齡化社會背景下擴(kuò)大居民消費的相關(guān)對策建議。

二、機(jī)理分析與理論假設(shè)

人口老齡化主要通過影響社會總產(chǎn)出進(jìn)而影響社會整體消費水平。由于人口老齡化是一個長期更替的過程，人口老齡化對居民消費的影響可能還存在非線性影響。另外，人口老齡化對居民消費率的影響，還存在收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

人口老齡化意味著社會老年人口占比上升，勞動年齡人口占比下降，使得社會勞動力數(shù)量不足，將直接造成社會總產(chǎn)出和人均產(chǎn)出長期水平的下降，從而制約社會整體消費水平的提升。［18］［19］人口老齡化不僅會導(dǎo)致參與社會生產(chǎn)的勞動力數(shù)量不足，還會使得勞動年齡人口總體年齡結(jié)構(gòu)偏老，制約勞動生產(chǎn)效率和社會創(chuàng)新能力的提高，也會在一定程度上影響社會總產(chǎn)出水平的增長。［20］［21］此外，隨著人口老齡化程度的增加，社會總撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)加重，國民收入中用于養(yǎng)老醫(yī)療、文化休閑等方面的非生產(chǎn)性消費支出將增加，在國民收入保持一定水平的時候，生產(chǎn)部門的投資資金將減少，會對社會總產(chǎn)出的長期增長形成制約，從而對社會整體消費水平的提升產(chǎn)生抑制作用。

基于上述分析，提出理論假設(shè)1：老年人口占比與居民消費率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)劉易斯二元結(jié)構(gòu)理論，在發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)體系和城市現(xiàn)代工業(yè)體系兩種體系長期并存，且城鄉(xiāng)之間在就業(yè)機(jī)會、生產(chǎn)效率、居民收入等方面存在較為明顯的差距。中國的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)由來已久，城鎮(zhèn)居民年輕時收入水平普遍高于農(nóng)村居民，因此消費水平也高于農(nóng)村居民。但是當(dāng)年老以后，城鎮(zhèn)居民達(dá)到退休年齡主要以養(yǎng)老金為生，收入水平銳減，消費水平下降；農(nóng)村居民即使達(dá)到退休年齡在身體允許的情況下仍然會通過務(wù)工或者種植繼續(xù)獲取收入，以最大程度降低收入減少對消費的影響。由此可以認(rèn)為，由于城鎮(zhèn)居民在年老時候與年輕時候的收入差距明顯大于農(nóng)村居民，所以人口老齡化對居民消費的抑制效應(yīng)會表現(xiàn)為城鎮(zhèn)高于農(nóng)村。

基于上述分析，提出理論假設(shè)2：城鎮(zhèn)老年人口占比對居民消費率的抑制效應(yīng)大于農(nóng)村。

根據(jù)傳統(tǒng)消費理論，收入是決定居民消費的決定性因素。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者從不同視角證明了收入對于消費的重要影響。長期以來，中國居民消費需求不振，與勞動者報酬占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重偏低有關(guān)。收入提高有助于減少居民的謹(jǐn)慎消費動機(jī)，提升居民的消費能力和消費意愿，對居民消費具有重要的促進(jìn)效應(yīng)。

基于上述分析，提出理論假設(shè)3：居民人均可支配收入與老年人口占比對居民消費率的影響存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、實證檢驗：基于省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究

（一）模型建立

為了全面考察人口老齡化對居民消費率的影響，本文從全國、城鎮(zhèn)、農(nóng)村三個維度分別構(gòu)建基準(zhǔn)模型，以檢驗人口老齡化對居民消費率的影響。本文基于2000—2018年全國省、自治區(qū)、直轄市（由于數(shù)據(jù)缺失原因，去除西藏）的省際面板數(shù)據(jù)，選取相關(guān)變量構(gòu)建人口老齡化影響居民消費率的面板數(shù)據(jù)模型。

人口老齡化影響居民消費率的基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，Cr為居民消費率，Ucr和Rcr分別表示城鎮(zhèn)居民消費率和農(nóng)村居民消費率。Er為老年人口占比，Uer和Rer分別表示城鎮(zhèn)老年人口占比和農(nóng)村老年人口占比。X為控制變量，α為個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

考慮人口老齡化可能對居民消費率的影響存在非線性效應(yīng)，在基準(zhǔn)模型右邊進(jìn)一步增加老年人口占比的二次項，基準(zhǔn)模型拓展如下：

進(jìn)一步考察收入在人口老齡化影響居民消費率中的作用，在基準(zhǔn)模型右邊引入老年人口占比和居民人均可支配收入的交互項Erit×lnincit，基準(zhǔn)模型拓展如下：

其中，Erit×lnincit為老年人口占比和居民人均可支配收入的對數(shù)的交互項，其余變量解釋同基準(zhǔn)模型一致。

（二）變量設(shè)定

本部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、Wind咨詢數(shù)據(jù)庫、Choice金融終端等，共計得到2000—2018年中國30個省市（數(shù)據(jù)缺失原因，去除西藏）的面板數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量。在總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本模型中，分別選取居民消費率、城鎮(zhèn)居民消費率、農(nóng)村居民消費率作為被解釋變量，分別指居民消費支出總額、城鎮(zhèn)居民消費支出總額、農(nóng)村居民消費支出總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

2.解釋變量。在總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本模型中，分別選取老年人口占比、城鎮(zhèn)老年人口占比、農(nóng)村老年人口占比作為核心解釋變量，分別指總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本中65歲及以上老年人數(shù)量占所有人口數(shù)量的比重。同時，本文選取老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)老年撫養(yǎng)比、農(nóng)村老年撫養(yǎng)比作為老年人口占比、城鎮(zhèn)老年人口占比、農(nóng)村老年人口占比的替代變量進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，分別是指總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本中65歲及以上老人數(shù)量與15-64歲勞動年齡人口數(shù)量的比例。

3.控制變量。少兒人口占比：小于或等于14歲人口占所有人數(shù)的比重，在總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本模型中，分別采用少兒人口占比、城鎮(zhèn)少兒人口占比、農(nóng)村少兒人口占比指標(biāo)；居民人均可支配收入：在總體樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本模型中，分別采用居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入作為指標(biāo)，采用其對數(shù)值來測量；城鄉(xiāng)居民人均收入比值：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均可支配收入的比值；城鎮(zhèn)化率：城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎兀煌ㄘ浥蛎浡剩合M價格指數(shù)的增長率；實際利率：一年期名義存款利率減去通貨膨脹率；工業(yè)化發(fā)展水平：工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重；民生性財政支出占比：醫(yī)療衛(wèi)生支出、教育衛(wèi)生支出、社會保障和就業(yè)支出三者之和占一般性財政支出的比重。

（三）變量描述性統(tǒng)計

模型主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。對模型解釋變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗，顯示解釋變量之間的相關(guān)性較小，排除了解釋變量之間存在多重共線性的可能，表明模型解釋變量選取較為合理。

（四）實證結(jié)果分析

本文運用STATA15.0進(jìn)行Hausman檢驗，得到P=0.000，因此本文主要采用固定效應(yīng)面板模型進(jìn)行實證研究。

1.人口老齡化與居民消費率的關(guān)系。根據(jù)理論模型的設(shè)定，首先就人口老齡化對居民消費率的影響進(jìn)行基準(zhǔn)模型回歸，表2給出了基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果可以得出，人口老齡化對居民消費率、城鎮(zhèn)居民消費率、農(nóng)村居民消費率都有顯著的抑制效應(yīng)。

從總樣本回歸結(jié)果來看，人口老齡化對居民消費率具有顯著的抑制效應(yīng)。根據(jù)回歸系數(shù)，老年人口占比每提高1個百分點，居民消費率將下降0.523個百分點。分城鄉(xiāng)來看，城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口老齡化對居民消費率的影響方向雖然一致，但是城鎮(zhèn)居民消費率受人口老齡化影響的抑制效應(yīng)比農(nóng)村更大，是農(nóng)村的近2倍。這可能是由于城鎮(zhèn)居民相對來說工資收入水平更高，而到老年以后由于退休工資收入銳減，導(dǎo)致消費水平出現(xiàn)較大程度的下降，另外市場上老年商品和服務(wù)供給不足也是造成老齡化社會城鎮(zhèn)居民消費率下降的重要原因。而農(nóng)村居民的收入來源主要是進(jìn)城務(wù)工或者土地耕種，并且農(nóng)村居民并不存在明顯的退休時間界限，只要身體健康，老年以后仍然可以種地獲得收入或生活物資，因此農(nóng)村居民年老時與年輕時的收入差距比城鎮(zhèn)居民要小，體現(xiàn)為城鎮(zhèn)人口老齡化對居民消費率的抑制效應(yīng)要大于農(nóng)村。

2.人口老齡化與居民消費率的非線性關(guān)系。為了檢驗人口老齡化對居民消費率的非線性影響，在總樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本的基準(zhǔn)模型中，分別追加核心解釋變量老年人口占比、城鎮(zhèn)老年人口占比、農(nóng)村老年人口占比的平方項，回歸結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，總樣本的回歸系數(shù)為負(fù)，且在5%水平上高度顯著，但二次項系數(shù)不顯著；城鎮(zhèn)樣本的一次項和二次項回歸系數(shù)均不顯著，說明不存在非線性效應(yīng)。農(nóng)村樣本的一次項和二次項回歸系數(shù)均顯著，并且一次項為負(fù)，二次項系數(shù)為正，說明人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響存在U型關(guān)系。在人口老齡化初期階段，農(nóng)村居民消費率隨人口老齡化的增加而降低；而當(dāng)人口老齡化達(dá)到一定程度之后，農(nóng)村居民消費率則隨之上升而上升。究其原因，可能在于，農(nóng)村老年消費市場發(fā)育較晚，隨著人口老齡化程度的加深，農(nóng)村老年消費市場需求大幅度增加，農(nóng)村老年消費市場逐漸發(fā)展成熟，農(nóng)村居民消費率也隨之上升。

表1 變量定義及其描述性統(tǒng)計

根據(jù)農(nóng)村非線性回歸模型方程，對核心解釋變量農(nóng)村老年人口占比rer求導(dǎo)，得到0.044rer-0.763，即為農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響效應(yīng)。可見當(dāng)農(nóng)村人口老齡化程度較低時，人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響以負(fù)向抑制效應(yīng)為主。當(dāng)求導(dǎo)結(jié)果為0，rer=17.34時，即為人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響拐點。在此之前，農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響以負(fù)向抑制效應(yīng)為主；在此之后，農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響開始顯示為正向促進(jìn)效應(yīng)。結(jié)合農(nóng)村老年人口占比這一解釋變量的描述性統(tǒng)計分析，樣本最大值為21.53%，最小值為4.14%，而均值僅為9.86%，可知目前大部分樣本的人口老齡化程度都小于拐點值17.34%，農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響主要表現(xiàn)為負(fù)向抑制效應(yīng)。

表2 人口老齡化與居民消費率的關(guān)系：固定效應(yīng)回歸

表3 人口老齡化與居民消費率的非線性關(guān)系：固定效應(yīng)回歸

3.收入對人口老齡化影響居民消費率的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為了進(jìn)一步檢驗收入在人口老齡化對居民消費率的影響中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，本文在總樣本、城鎮(zhèn)樣本、農(nóng)村樣本的基準(zhǔn)模型中，分別追加老年人口占比與居民人均可支配收入對數(shù)交互項、城鎮(zhèn)老年人口占比與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對數(shù)交互項、農(nóng)村老年人口占比與農(nóng)村居民人均可支配收入對數(shù)交互項，回歸結(jié)果見表4。根據(jù)回歸結(jié)果，在總樣本和城鎮(zhèn)樣本中，交互項對居民消費率的回歸系數(shù)均不顯著，農(nóng)村樣本則顯著為正，表明農(nóng)村居民可支配收入增加可以提高人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的邊際影響效果，即農(nóng)村居民人均可支配收入對數(shù)值每提高1%，人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的邊際影響效果會上升0.14個單位，也意味著人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的負(fù)向抑制效應(yīng)會減少0.14個單位。

表4 收入對人口老齡化影響居民消費率的調(diào)節(jié)效應(yīng)：固定效應(yīng)回歸

在農(nóng)村模型中，對核心解釋變量農(nóng)村老年人口占比rer求導(dǎo)，得到-1.43+0.14Lnric，即為人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的整體影響效應(yīng)。當(dāng)求導(dǎo)結(jié)果為0，Lnric=10.21時，即為農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響效應(yīng)拐點。因此，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入對數(shù)值小于10.21時，農(nóng)村人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響為負(fù)，反之為正。根據(jù)農(nóng)村居民人均可支配收入對數(shù)的描述性統(tǒng)計分析，樣本最大值為10.23，最小值為7.23，均值為8.62，即當(dāng)前大部分農(nóng)村樣本居民人均可支配收入水平未到達(dá)拐點，收入關(guān)于人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的正向促進(jìn)效應(yīng)尚未充分顯現(xiàn)。

4.穩(wěn)健性檢驗。本文采用替換核心解釋變量的方法來討論模型的穩(wěn)健性。在具體處理過程中，將老年人口占比變量替換為老年人口撫養(yǎng)比變量對模型重新回歸，表5給出了替換核心解釋變量后的模型回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，核心變量的回歸結(jié)果、方向和基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本保持一致，并且回歸系數(shù)也都相差不大。因此，基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果可以被認(rèn)為是穩(wěn)健的。

表5 人口老齡化與居民消費率的關(guān)系：固定效應(yīng)回歸（穩(wěn)健性檢驗）

進(jìn)一步，本文采用面板2LSL對模型的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗，采用人口老齡化的滯后一階作為工具變量。回歸結(jié)果見表6。從主要回歸結(jié)果可以看出，不同分組情況下，2LSL回歸結(jié)果和原始模型回歸結(jié)果基本一致，即人口老齡化和居民消費率之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表6 人口老齡化與居民消費率關(guān)系的內(nèi)生性檢驗

四、結(jié)論與啟示

本文主要采用固定效應(yīng)面板模型就人口老齡化對居民消費率的影響進(jìn)行實證分析，主要結(jié)論如下:（1）人口老齡化對居民消費率、城鎮(zhèn)居民消費率、農(nóng)村居民消費率都具有顯著的抑制效應(yīng)，并且分城鄉(xiāng)來看，人口老齡化對城鎮(zhèn)居民消費率的抑制效應(yīng)大于農(nóng)村。（2）人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響存在U型非線性關(guān)系，在拐點之前，人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響為負(fù)；拐點之后，影響為正。（3）農(nóng)村居民人均可支配收入增加關(guān)于人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文研究表明，人口老齡化對居民消費率總體表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，這并不符合經(jīng)典的生命周期理論。可能是因為在現(xiàn)實生活中，預(yù)防性儲蓄、不確定性沖擊以及遺贈動機(jī)的存在都會影響老年人的消費決策，使得老年人傾向于增加儲蓄、減少消費，從而使人口老齡化對居民消費率的影響效應(yīng)相對生命周期假說的預(yù)期效應(yīng)產(chǎn)生偏移。此外，我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在，使得人口老齡化對城鄉(xiāng)居民消費率的影響產(chǎn)生異質(zhì)性。對于城鎮(zhèn)而言，工業(yè)化已經(jīng)發(fā)展到一定程度，第三產(chǎn)業(yè)也較為發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民通過消費基本能充分享受經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，但是在職與退休后的收入差距使得人口老齡化對城鎮(zhèn)居民消費率的抑制效應(yīng)更大。農(nóng)村相對來說經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更低，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、居民收入提升、消費設(shè)施和消費渠道現(xiàn)代化方面仍有較大的進(jìn)步空間，農(nóng)村居民消費潛力尚未得到充分釋放，因此隨著未來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村居民收入水平的進(jìn)一步提升，人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響可能由負(fù)轉(zhuǎn)正，從U型曲線左半邊的負(fù)相關(guān)跨越到右半邊的正相關(guān)階段。

一是要警惕人口老齡化導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費率下滑，造成經(jīng)濟(jì)增長消費動力不足。從2000年中國進(jìn)入人口老齡化社會以來，中國居民消費率經(jīng)歷了連續(xù)多年的下降，近年來呈現(xiàn)回穩(wěn)反彈態(tài)勢。分城鄉(xiāng)來看，城鎮(zhèn)居民消費率與總體居民消費率走勢基本一致；農(nóng)村居民消費率則呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，近幾年有所企穩(wěn)。但是根據(jù)前文實證結(jié)果，隨著人口老齡化程度進(jìn)一步加深，人口老齡化對居民消費率的抑制效應(yīng)將逐步顯現(xiàn)，并且對城鎮(zhèn)居民消費率的抑制效應(yīng)大于農(nóng)村。從現(xiàn)實來看，2000—2018年城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費支出之比已經(jīng)從2.01上升到3.67，城鎮(zhèn)居民消費成為居民消費的主要組成部分。如果人口老齡化引起城鎮(zhèn)居民消費率大幅下降，將造成居民消費率下降并導(dǎo)致最終消費率下滑。

二是要充分重視農(nóng)村消費市場，農(nóng)村是未來老齡化社會背景下擴(kuò)大國內(nèi)消費的主要潛力所在。根據(jù)實證結(jié)果，農(nóng)村居民消費率會隨著農(nóng)村人口老齡化程度加深呈現(xiàn)先下降后上升的U型反轉(zhuǎn)，拐點值為農(nóng)村老年人口占比為17.34%。2000—2018年，農(nóng)村老年人口占比從7.36%上升到13.84%，如果按照這個人口老齡化年均速度繼續(xù)發(fā)展，預(yù)計農(nóng)村人口老齡化程度將在2025年達(dá)到拐點值17.34%。而由于現(xiàn)實中近年來人口老齡化呈現(xiàn)加速發(fā)展趨勢，并且農(nóng)村居民收入水平也隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于提升，疊加收入關(guān)于人口老齡化影響農(nóng)村居民消費率的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的正向促進(jìn)效應(yīng)將在2025年前體現(xiàn)。因此，應(yīng)順應(yīng)人口老齡化對農(nóng)村居民消費率的影響規(guī)律，積極加快發(fā)展農(nóng)村老年消費市場，加大老齡產(chǎn)品和服務(wù)的有效供給。

三是要更加注重城鄉(xiāng)收入分配公平，減少城鄉(xiāng)居民收入差距過大造成的城鄉(xiāng)居民消費不均等現(xiàn)象。從實證結(jié)果來看，在老齡化社會背景下，收入對于提升農(nóng)村居民消費率具有正向促進(jìn)效應(yīng)，但是對于提升城鎮(zhèn)居民消費率影響不顯著，說明在擴(kuò)大消費方面提升農(nóng)村居民收入水平比提升城鎮(zhèn)居民收入水平更為有效。