家庭老龄化、消费结构与消费分层——基于CFPS2012的数据分析

林晓珊

(浙江师范大学 法政学院,浙江 金华 32004)

一、问题与文献

人口老龄化是一个全球化的现象。国际上通常把60岁以上的人口占总人口比例达10%或65岁以上人口占总人口的比重达到7%作为一个国家或地区进入老龄化社会的标准[1]。第六次全国人口普查数据显示,我国60岁及以上人口为1.78亿,占总人口的13.26%。截至2016年底,这一比例已经高达16.7%*数据来源于中华人民共和国民政部的《2016年社会服务发展统计公报》,网址为http://www.mca.gov.cn/article/sj/tjgb/201708/20170800005382.shtml。,远远超过老龄化社会的标准,表明我国社会的老龄化程度已经日趋严峻。

老龄化社会的到来,对整个社会的消费需求、消费水平和消费结构均会产生重要影响。老龄化社会折射到家庭层面上,就是家庭人口年龄结构的老化,尤其是与老龄化相伴随的少子化,加剧了家庭的老龄化程度,深刻改变了家庭消费的需求结构和资源分布。对家庭消费而言,由于个体的衰老和退休后家庭收支结构的变化,家庭人口老龄化所带来的影响将更为广泛和复杂。国内外许多实证研究已经从宏观角度证明了人口年龄结构变化与家庭消费之间的关系。从已有的学术文献来看,这些研究大致可以归纳为以下两种观点：

一种观点认为,老龄化社会的到来将促进家庭消费的增长,老年人在老龄化社会和消费社会齐头并进的时代中将成为更加积极的消费者。从整体上看,近十多年来老年人的消费需求和消费能力都在不断增长,并成为一个重要的消费群体。许多现代消费产业的形成和发展都直接或间接与老年人口的增长密切相关。根据全国老龄委的相关数据和预测,我国老年用品消费能力近年已达到10000亿元[2]。而且,随着退休金和闲暇时间的增长,老年人渐渐成为“新有闲阶级”[3],消费在其晚年生活中也扮演着越来越重要的角色。原来存在于青少年和成年人中的消费与认同,现已经上升和拓展到整个生命周期,越来越多的老年人通过消费生活方式来构建某种社会文化认同,消费成为晚年生活中维持身份认同、生活方式和进行社会区分的一个重要因素。相关经验研究显示,老年人积极通过休闲产品和服务的购买来形塑、改变或拓展他们的认同。例如,Therkelsen和Gram的研究探讨了老年夫妇如何以他们自己的方式,将度假作为一种既是他们各自也是他们夫妇俩的认同建构的工具[4]。Schau等人在其跨学科、多种方法的定性研究中描述了退休老年人的“认同复兴”(identity renaissance)的过程[5]。很显然,认为老年人是国家和社会负担的观点已经遭到了挑战[6]。联合国的一份报告也指出,老年人已经构成了一个日益增长的消费群体,他们有特定的需求和显著的综合购买能力[7]1。这些研究揭示了这样一种图景:老年消费者在他们的消费行为中越来越不显老[8]205,与历史上任何时候相比,今天的老年人都更为健康、富有,并且更有活力[9]96。

另一种观点认为,老龄化的发展趋势抑制了家庭消费的增长,老年人是属于“边缘消费者”。老龄化一般让人与衰老、疾病、贫穷、依靠、保守、缺乏活力等印象产生关联,而消费社会一般是被看作是与年轻、时尚、富有、享乐和激情等一些因素相关,是对老龄化社会的一种反叛[10]Ⅶ。因此,不管是从消费者个体的角度,还是从整个代群体的角度来看,老年人都容易被贴上“边缘消费者”的标签。如生命周期消费理论所强调的,消费与个人生命周期阶段有着密切关系,在不同的生命阶段,个体的消费倾向是不一样的[11]。当身体进入衰老阶段后,人的消费需求也会下降,因此老年人群体通常被视为节俭的消费者,消费倾向较低,在消费领域变得更加保守,在消费方面很少引起人们的注意。老年人的消费生活被认为仅局限在简单的基本消费上,他们购买的商品和服务也仅仅是享有其使用价值,而不是展示他们的消费对象所独有的符号价值。一项对英国家庭支出和收入模式进行研究的结果发现,户主退休后家庭收人和支出都会下降,但支出比收入下降得更快[12]。另一项对意大利男性户主退休与家庭消费变化之间的因果关系进行的研究也发现,退休导致家户非耐用消费品消费下降8.9%[13]。国内学者的研究也表明,我国人口结构和家庭消费之间存在重要联系,如郑妍妍等人的研究也指出了“老龄化”对我国城镇家庭消费的影响,他们认为,受“老龄化”影响比较大的消费支出为医疗保健支出、交通和通信支出、教育文化娱乐服务支出和居住支出[14]。此外,其他一些国内学者也对我国老年人退休之后的消费生活开展过相应的实证研究[15]。

在一个家庭走向老龄化的过程中,其消费水平和消费结构会不会发生变化、将会发生怎样的变化,这不仅关乎每个家庭的生活福祉,而且折射出了老龄化时代的社会保障水平,因而成为当前学术研究中的一个重要议题。上述研究指出了老龄化对家庭消费影响的两种趋势,也反映了老年人晚年消费生活的两种可能。然而,人口老龄化对家庭消费的影响是非常复杂的,特别体现在其对不同家庭结构和不同消费结构的交叉影响上。从消费结构来看,不同消费项目的支出会产生较大的差异,有些家庭消费需求可能会被抑制,但有些家庭消费需求又会得到进一步的扩张。从家庭结构来看,不同家庭结构(如年轻家庭和老年家庭)抵抗老龄化冲击的能力是不一样的,有些家庭更容易受老龄化的影响而采用抑制消费的策略,有些家庭则不会因为老龄化的影响而产生消费上的脆弱性。本文将基于上述研究基础,对家庭老龄化程度与家庭消费的关系进行深入的实证分析。

二、数据与变量

(一)数据来源

本文使用的分析数据来自北京大学中国社会科学调查中心实施的2012年“中国家庭追踪调查”(China Family Panel Studies, CFPS)数据库。该数据库是一个具有全国代表性的大样本调查数据库,可以很有代表性地反映中国家庭、社会、经济、人口、教育和健康等方面的变迁。CFPS的主体问卷类型包括家庭成员问卷、家庭问卷、少儿问卷和社区问卷4类。其中,居民消费支出、家庭人口规模等家庭层次的变量在家庭库中,而成年人的年龄和教育程度等变量则是在成人库中,为了变量分析的需要,我们将两个数据库进行了合并,并对合并后的数据库从长表到宽表进行了转换,以便使接下来的分析能够在家庭层次上展开。剔除缺失值后,最终获得的有效家庭样本数是11239户。

(二)变量

1.家庭消费结构

按照对支出的常用分类,CFPS2012调查的总支出分为三类:一是居民消费支出,指的是家庭衣食住行等日常开销,具体包括食品、衣着、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐、医疗保健、其他消费性支出等八类子类;二是转移性支出,包括家庭对非同住亲戚、朋友的经济支持和社会捐助等;三是保障性支出,包括家庭购买商业性财产保险、医疗保险及缴纳各类养老保险的支出。在这三类支出中,居民消费支出最为重要,该类支出不仅构成了绝大部分的总支出,而且与人们的生活直接相关,最能反映出家庭的生活水平[16]50。我们即是以这一组数据来考察家庭消费结构的差异。

从表1可见,在样本中,居民消费性支出平均为37472.31元(占家庭总支出的86.55%),其中,食品支出所占的比例最高,每户家庭平均支出14582.57元(占居民消费性支出的38.92%),然后依次是家庭设备(6166.20元)、医疗保健(3886.81元)、文教娱乐(3734.16元)、交通通信(3088.43元)、居住支出(2342.10元)和衣着支出(1878.74元)。

2.家庭老龄化程度

本文的核心自变量是家庭老龄化程度,这里以家庭内60岁及以上老年人占户内总人口数的比重作为考察家庭老龄化程度的指标,其值介于0-1之间,值越高表示家庭老龄化程度越高,本次样本的均值为19.07%,远远高于国际上把 60 岁以上的人口占总人口比例达 10%以上称之为老龄化社会的标准。

在此基础上,本文把家庭结构区分为年轻家庭、老年家庭和混合家庭这三种类型。年轻家庭是指家里没有60岁及以上老人(家庭老龄化程度=0,共7026户,占62.51%),老年家庭是指家里只有60岁及以上的老人(家庭老龄化程度=1，1101户,占9.80%),混合家庭是指年轻人和老年人共同居住的家庭(家庭老龄化程度在0～1之间,3112户,占27.69%)。将家庭结构区分为这三种类型的目的是可以比较老年家庭和其他两类家庭在消费结构上的差异,并探讨家庭老龄化程度对家庭消费的影响程度,从而揭示老龄化家庭中的消费不平等。

3.其他变量

根据已有文献,其他分析变量包括人均家庭纯收入、家庭规模、成年人平均受教育年限、家庭结构和城乡等变量。从表1中可以看到,样本中城乡家庭2011～2012年人均家庭纯收入为13262.32元,家庭规模平均为3.82人,家庭内成年人平均受教育年限为6.93年,城镇家庭样本占45.94%,农村家庭样本为54.06%。

三、研究发现

(一)家庭结构与消费结构:ANOVA分析和Scheffe式多重比较检验

依据上述对家庭老龄化程度的界定,本文把家庭分为年轻家庭、老年家庭和混合家庭三种类型。为了更深入了解不同家庭结构中的消费差异,本文对这三类家庭的消费结构进行方差分析和Scheffe式多重比较检验。考虑到消费性支出和家庭人口数密切相关,各消费项目支出均按家庭规模(人口数)转化为人均支出进行比较。

在表2的方差分析结果中,我们可以看到,老年家庭的人均居民消费性支出(12163.20元)均高于年轻家庭(12031.42元)和混合家庭(8548.95元),那么,这是不是意味着老年家庭的消费生活质量就比其他家庭高呢?除了消费性支出水平这个指标,我们还需要从消费结构层面来做进一步的考察和比较。从消费结构的横向比较来看,这三类家庭中支出比例最高的都是食品支出(食品支出占消费性支出的比例即为恩格尔系数),但相对于有老人的家庭(老年家庭和混合家庭)来说,年轻家庭在这一项的支出比例要低一些,而恩格尔系数高即意味着生活水平相对较低,因此,从生活水平的比较而言,老年家庭是最低的(46.65%),其次是混合家庭(41.76%),年轻家庭的生活水平要高很多(36.98%)。三者最大的差别在于医疗保健这一块,不管是从人均支出均值还是从占消费性支出的比例的来比较,老年家庭要远远高出年轻家庭和混合家庭,可见老年家庭在医疗保健这一块的负担最为沉重,也正是由于医疗保健支出占据比较高的比例,老年家庭的其他消费支出项目必然会受到抑制。在居住支出上,老年家庭的也高于年轻家庭和混合家庭。老年家庭的食品、医疗和居住这三块支出占消费性总支出的74.84%,高于年轻家庭的51.11%和混合家庭的63.18%。

表1 主要变量描述统计 (N=11 239)

与年轻家庭和混合家庭进行比较,老年家庭的文教娱乐、衣着支出、家庭设备和交通通信这四项所占的比例都是最低的。与老年家庭内部各项消费支出进行比较,文教娱乐和衣着支出是最低的两项,这些数据反映出了老年人的物质生活和精神生活相对而言均是处于一个比较匮乏的状况,社会流动和交往空间相对狭小,在发展性和享受性消费项目中远低于年轻家庭和混合家庭,这些老年消费领域的状况应该引起足够的关注。

表2 家庭结构与人均各项消费支出的ANOVA分析

注:***p<0.001

上述各项消费支出的F检验结果均为显著,即不同家庭结构在各项消费支出中的差异是具有统计显著性的。为了进一步比较这三个家庭结构之间在各项消费支出上的内部差异,我们在方差分析中使用了Scheffe式多重比较检验。如表3数据所示,在居民消费性总支出方面,老年家庭与混合家庭之间的差异显著,但老年家庭与年轻家庭之间的差异不显著,即尽管样本中的老年家庭在消费性总支出中高于年轻家庭,但并不能由此推论到总体。在衣着支出中,老年家庭与年轻家庭差异显著,但与混合家庭的差异不显著。在家庭设备支出中,老家家庭与年轻家庭和混合家庭的差异都不显著。在交通通信支出中,老家家庭与年轻家庭差异显著,但与混合家庭的差异不显著。

(二)家庭老龄化与消费分层:分位数回归分析

消费支出为连续变量,一般在统计模型分析中使用最小二乘法进行估算。但已有的一些研究发现[14],使用最小二乘法进对各项消费支出行估算,稳健性较差,其结果是有偏的,对回归系数的解释未必精确。因此,本文使用分位数回归的方法来分析家庭老龄化对家庭消费的影响。

表3 按家庭结构区分的人均各项消费支出比较(Scheffe多重检验)

注:***p<0.001;**p<0.01;注:*p<0.05

分位数回归(Quantile Regression)是对古典条件均值模型为基础的最小二乘法的拓展,它利用解释变量的多个分位数(例如十分位、五十分位、百分位等)来得到因变量的条件分布的相应的分位数方程。相对而言,分位数回归对随机误差的分布不做任何要求,当分布不对称、厚尾时,这种分析法尤其有效,它的一个基本特性是对离群值的不敏感性[17]28。分位数回归不仅可以度量回归变量在分布中心的影响,而且还可以度量在分布上尾和下尾的影响,因此会有较好的估计效果,可以更详细地描述变量的统计分布。与经典的最小二乘回归相比,分位数回归在应用上具有独特的优势,其系数估计比OLS回归系数估计更稳健,对于数据中出现的异常点具有耐抗性,并且估计出来的参数具有在大样本理论下的渐进优良性[18]25。它能够得到不同断点的影响,提供关于条件分布y|x的更全面信息。

更重要的是,对本研究而言,由于不同的分位点实际上体现了每个家庭所处的不同消费分层位置,因此,分位数回归还有助于我们更为深入地考察家庭老龄化对消费分层的影响。根据对消费分层的一般理解,本文把家庭消费分为五个层级,即最低消费阶层、中低消费阶层、中等消费阶层、中高消费阶层和最高消费阶层,相应地,所选择消费支出的分位点分别为0.1、0.3、0.5、0.7、0.9。

本文以家庭人均消费性支出、食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备、医疗保健、交通通信和文教娱乐为因变量,以家庭老龄化程度为核心变量,同时,为了控制其他变量对因变量的影响,以更好捕捉家庭老龄化程度这一核心自变量的效应,参照已有的相关研究,本文也将家庭人均年纯收入、家庭成年人平均受教育年限、城乡等变量作为控制变量,分别建立分位数回归分析模型。各项消费支出因已根据家庭规模转化为人均支出,故家庭规模变量不再纳入模型。分位数回归结果详见表4。

表4 家庭老龄化与消费分层的分位数回归(N=11 239)

续表4：

因变量自变量最低消费家庭Q(0 1)中低消费家庭Q(0 3)中等消费家庭Q(0 5)中高消费家庭Q(0 7)最高消费家庭Q(0 9)交通通信支出家庭老龄化程度-58 37∗∗∗-103 50∗∗∗-148 29∗∗∗-248 30∗∗∗-412 13∗∗∗家庭人均年纯收入0 00∗∗∗0 01∗∗∗0 02∗∗∗0 03∗∗∗0 06∗∗∗家庭成年人平均受教育年限12 43∗∗∗23 24∗∗∗30 88∗∗∗35 72∗∗∗69 11∗∗∗城乡38 69∗∗∗83 47∗∗∗116 44∗∗∗185 77∗∗∗309 03∗∗∗常数项15 90∗65 05∗∗∗137 62∗∗∗264 00∗∗∗555 92∗∗∗文教娱乐支出家庭老龄化程度0 000 00-109 05∗∗-134 25-326 62家庭人均年纯收入0 000 000 00∗∗∗0 02∗∗∗0 06∗∗∗家庭成年人平均受教育年限0 000 0035 24∗∗∗107 50∗∗∗285 97∗∗∗城乡0 000 0081 65∗∗∗107 15∗112 45常数项0 000 00-9 55-5 33235 71

注:(1)*p<0.05, **p<0.01,***p<0.001;(2)标准误略。

从总体上看,分位数回归的结果说明,家庭老龄化程度对家庭消费性支出有着非常显著的影响。在其他各项消费支出中,随着既定分位点从低到高,家庭老龄化程度对食品支出、居住支出和医疗保健等支出的影响逐步增加,且分位点越高,回归系数越大,即在高消费阶层(高端分位数)中的家庭老龄化效应大于在低消费阶层(低端分位数)。这意味着有两点应引起我们的注意:其一,家庭老龄化程度越高,上述各项消费支出增加的速度就越快,即家庭中60岁以上老年人所占的比重越多,这些方面的消费就越多;其二，在上述各项消费支出越高(分位点按消费支出由低到高排序)的家庭中,家庭老龄化程度所造成的影响就越大(回归系数绝对值越大),消费分层和消费不平等的状况愈发显现。在食品支出中,家庭老龄化的系数从第0.3个分位点的487.00单调递增至第0.9个分位点的1853.58,即越是在食品支出多的家庭中,家庭老龄化程度的影响越大。在居住支出中,家庭老龄化的系数从第0.1个分位点的54.18单调递减至第0.9个分位点的566.38,即从低消费阶层家庭到高消费阶层家庭之间的差距不断扩大;在医疗保健支出中,数据显示,在Q(0.1)这一分位点上,家庭老龄化程度的回归系数是40.16,而在Q(0.9)时,家庭老龄化程度的回归系数已高达3221.76,分位点越高(高消费家庭),正向影响增加越快。也就是说,一方面,家庭老龄化程度越高,医疗保健的支出费用也就越高;另一方面,在医疗保健支出费用越高的群体中,家庭老龄化对其的影响越大。

在衣着支出、家庭设备支出和交通通讯支出上,家庭老龄化程度的影响是显著负向的,即在家庭老龄化程度越高的家庭中,这些消费项目的支出就越少。但是,家庭老龄化程度在这几项支出中的回归系数的绝对值,同样也是随着分位点的提高而不断增大。例如,在衣着支出中,在Q(0.1)这一分位点上,家庭老龄化程度的回归系数是-64.27,在Q(0.9)时,家庭老龄化程度的回归系数为-229.24。这说明,在高消费支出家庭中,老龄化程度越高,衣着支出、家庭设备支出和交通通信支出反而越少,结合上述分析,可以很清楚地看到,在总消费支出不变的情况下,这是受到其他消费项目支出的抑制,食品、医疗保健和居住等生存性消费支出的增加,必然会降低衣着、家庭设备和交通通信等发展性消费的支出。此外,家庭老龄化程度对文教娱乐支出的影响,也是负向且逐步增加的,但是在前两个分位点的回归模型中原始偏差总和(Raw sum of deviations)为0,因而没有统计数据显示,在后两个分位点中的影响不显著。

分位数回归可以较好地反映既定分位点下消费支出的差距和不平等情况,但不能全面描述在消费支出水平不断变化的情境下家庭老龄化程度对家庭消费支出边际贡献的变化情况。基于此,图1以家庭人均食品支出、居住支出和交通通信支出为例,描述了家庭老龄化程度对这三个因变量在全部分位点上的边际贡献变化情况(全分位数回归)。在图中,横轴代表分位数,纵轴代表对应变量的分位数回归系数,即家庭老龄化程度对各项消费支出的边际贡献率;最小和最大分位数取值0.01和0.99,虚线表示OLS回归系数和置信带(5%),实线为分位数回归系数,阴影为置信带(5%)。4个图形均表现为非线性波动,在前两个图形中呈现上升趋势,回归系数为正值,反映了家庭老龄化程度对食品支出和居住支出的效应随着分位数增加而不断快速上升,这表明:一方面,家庭老龄化程度越高,家庭人均生存性消费支出就越多;另一方面,家庭消费支出越高(高端分位点),家庭老龄化程度的效应也就越明显,即在消费支出越高的家庭中,家庭老龄化所造成的差异和不平等也就越大,换句话说,高消费家庭之间的差异,比低消费家庭之间的差异要大得多。在最后一个图形中,整体趋势是不断下降的,即家庭老龄化程度越高,交通通讯的消费支出就越少,发展性消费受到抑制,但其回归系数的绝对值也是不断增大的,反映了家庭老龄化程度对交通通讯支出的边际贡献随着分位数增加而迅速上升,即在交通通讯支出越多的家庭中,家庭老龄化的边际贡献愈大。由此可见,全分位数回归和上文的主要结论保持一致,进一步证明上文主要发现和结论的稳健性。

图1 全分位数回归系数及其变化

总而言之,上述分位数回归系数在不同分位点上的解释效果比OLS回归系数对均值的解释更为准确,并且为我们提供了更为丰富的信息。在OLS回归中,单一的条件均值可能掩盖了很多细节,让我们看不到不同分布状况中的差异，但是不同分位点的分位数回归结果与条件均值的结果十分不同,它描述了一种条件分布,可以用以概括位置和形状的变化[19]42,为我们揭示了更多的细节,并为我们更为详尽地反映出老龄化社会中家庭消费的差距刻画了消费分层和消费不平等的分化状况。

四、结 语

通过对CFPS2012相关调查数据的分析,我们发现,家庭老龄化程度的确对家庭消费产生了非常显著的影响。归纳而言,本研究的主要结论是:其一,家庭结构(年轻家庭、老年家庭和混合家庭)和消费结构密切相关。相对于年轻家庭和混合家庭而言,老年家庭的恩格尔系数最高,消费水平最低,且在医疗保健和居住支出这两块的负担最为沉重；在发展性消费方面,老年家庭远低于年轻家庭和混合家庭,尤其是老年家庭的交通通讯、文教娱乐和衣着支出这三项所占的比例都是最低的。这些消费领域的不平等应该引起足够的关注和政策关怀。其二,家庭老龄化程度给家庭消费带来了负面的冲击,在各项消费支出越高的家庭中,家庭老龄化的边际贡献越大,消费的差距也越大,即在高端分位数中的家庭老龄化程度效应大于在低端分位数的情况,高消费家庭之间的内部差异,比低消费家庭之间的内部差异要大得多,家庭老龄化所造成的差异和不平等也越大。可见,消费分层和消费不平等的状况在老龄化社会中已是一个非常显著的现象。

老龄化社会的到来是一个不可逆转的趋势,我国人口和家庭老龄化的进程虽然起步较晚,但是发展的速度却非常之快,因而对老年人个体消费和家庭消费的冲击也将是最为激烈的。西方发达国家的一些研究已经阐释了消费是如何影响“变老”或“成为老人”的社会过程,揭示了晚年消费生活是怎样创造一种新的社会区分[20]。我们也需要清醒地认识到,身处消费社会大时代背景中的老年人,既是一个具有特定需求和活力的消费群体,也是一个容易陷于边缘消费者境地的消费群体。老龄化社会与消费社会的交织并行,绝对不仅仅是提高了老年人在消费社会中的地位,而且还会进一步瓦解和分化老年人的消费生活,扩大老年人日常生活中的消费不平等。

在家庭老龄化的背景下,家庭结构和养老模式将发生重大变化。家庭规模日益缩小、空巢家庭日益增加,代际关系在供养照料、居住结构和交往沟通方式等方面面临着更大的挑战。这些方面的变化,与老年人的福利状况直接相关,因而必然会影响到老年人消费的不平等,例如,老年人在发展性消费和享受性消费方面的支出就远远小于年轻人。经济学的一些研究也已经指出,与年轻人相比,不平等的效应在老年人身上会变得更为强烈,即老年人组内的不平等程度必然要大于年轻人组内不平等,而随着老年人比重的不断增加,年轻人比例的不断下降,这必然会使整个社会的不平等增加[21]。本研究则更进一步分析指出,家庭老龄化程度越高,对消费不平等的产生效应也越强,一方面,家庭中60岁以上老年人所占的比重越多,家庭发展性消费水平的下降速度就越快,另一方面,越是在消费支出多的家庭中,家庭老龄化所造成的不平等也就越大。

尽管老年人没有像年轻人那样在婚房、教育等方面有着刚性需求,但在日常照料、医疗保健、养老服务、旅游休闲等方面同样有着突出的消费需求。然而,在我国当前社会养老保障制度不健全、养老金支出规模有限、公共养老服务能力不足的背景下,老年人的有效需求还得不到满足,对老年市场开发和建设的忽视,导致我国老龄消费市场面临着巨大缺口。因此,在消费不平等愈演愈烈的老龄化社会中,我们需要更为审慎地看待老年人作为“新有闲阶级”和“边缘消费者”的处境,需要更多理论和实证层面的探讨。过去的文献虽然在老年人消费生活的变化与影响等方面做出了较为充分的分析,但却甚少对老龄化社会中的消费不平等状况进行过细致的探讨。从消费社会的整体参与程度来看,老年人虽然已不再是“边缘消费者”,但这并不意味着所有老年人都可以逃离“边缘消费者”的处境或进入到“新有闲阶级”之中,事实上,老年人的消费不平等依然是消费社会中最大的不平等之一。在老龄化社会中,这不仅是每个家庭都要面对的问题,更是公共政策必须关怀的重要议题。

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