农村人口老龄化对收入不平等影响的实证研究，本文主要内容关键词为：不平等论文,收入论文,农村论文,实证研究论文,人口老龄化论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号 F061.3 文献标识码 A JEL分类号 D31
本文获得农林经济管理学科建设项目“老龄化、消费不平等与收入不平等——来自中国农村的证据”(JGNL200902)的资助，感谢南京审计学院胡雪枝在数据整理和分析上的技术支持。
按照联合国的标准，60岁及以上人口超过总人口的10％，或65岁以上老年人占总人口比重达到7％，就标志这个国家进入老龄化社会。2011年公布的第六次全国人口普查数据显示，2010年中国60岁及以上人口占总人口的13.26％，65岁及以上人口占总人口的比重为8.87％，中国在人口众多的压力尚未缓解的背景下，跑步进入了老龄化社会。伴随着城镇化进程的加快和农村人口的迁移流动，大量的中青年农民工涌向城市，中国农村地区人口老龄化形势更为严峻，且具有出现时期较早、发展速度较快的特征。据权威资料显示，截至2009年底，中国农村60岁以上老年人口有1.05亿人，是城市的1.69倍，农村老年人口比重已超过18.3％，农村人口老龄化程度是城市的2.3倍。
农村家庭人口年龄结构趋于老龄化，势必对农村家庭的收入和经济福利水平造成影响，加之农村社会保障体制不健全，这种影响造成的后果在农村地区表现得可能更为严重。大量已有文献表明，中国农村收入差距呈现不断恶化的趋势，我们不禁要问，人口老龄化与收入差距之间是否存在着某种联系？人口年龄结构的变化是否对收入差距的扩大带来影响？这种影响的程度如何？在人口老龄化较为严重的中国农村地区情况怎样？从时间趋势来看，这种影响是趋于恶化还是有所减缓？这一系列问题的回答将有助于理论地辨析人口年龄结构变化与收入不平等之间的关系，是相关研究的有益补充和拓展，具有重要的理论价值和学术意义；开展相关的实证研究将增进对中国农村收入不平等问题的理解，为其他处于人口转型的发展中国家提供借鉴，具有重大的、长远的现实意义和实践价值；这一研究的开展为政府制定和调整收入政策、人口政策提供可供参考的科学依据，具有突显的政策含义。
本文紧紧围绕上述问题开展相关讨论，理论和实证地考察中国农村人口老龄化对收入不平等的影响，并利用时间跨度近20余年的农户微观家计调查数据，捕捉这种影响的变化趋势。本文的结构安排如下，第一部分文献综述，通过已有文献的梳理，发现人口老龄化与不平等之间的关系并没有统一观点，并且关于中国人口老龄化对不平等影响的相关研究还远远不足，鉴于研究方法和数据来源的不同，研究结论迥异，有必要对此开展进一步的研究。第二部分介绍分析框架和研究方法，首先从理论上阐述在其他条件不变的情况下，人口老龄化会加剧不平等；接下来从方差分解的角度将不平等的变化分解为人口效应、出生组效应和年龄效应，以期通过人口效应来识别老龄化对收入不平等的影响；考虑到微观家庭收入受到诸多因素的影响，为了更好地控制其他因素的干扰，本文采用回归分解的方法，以期更好地识别家庭人口老龄化程度这一解释变量对收入不平等的影响及其影响程度的变化情况。第三部分是数据与描述性分析，介绍本文所采用的数据以及数据处理的相关过程，利用样本数据刻画中国农村地区过去20多年的人口结构变化和收入不平等情况。第四部分汇报实证分析的结果。第五部分在上述理论分析和实证检验的基础上，得到主要结论与政策含义。
一、文献综述
国内外大量学者针对人口老龄化问题和收入不平等问题开展了丰富且有益的相关研究，已有研究从不同角度对农村老龄化问题和农村收入差距问题分别予以关注，主要集中于两个方面：一是水平的测量，关注其变化趋势，二是原因解析，即进行相关影响因素的分析，但遗憾的是，从现有文献来看，把人口老龄化与收入不平等联系起来的文献还非常有限，与收入不平等和老龄化问题严重性相比，关于老龄化对收入不平等影响的研究数量就明显不足，并且研究结论迥异。
国内外已有关于人口老龄化与收入不平等关系的研究文献中，呈现出至少3种不同的观点。第一种观点认为人口老龄化加剧了收入不平等，并且这种影响是非常显著的。Repetto(1978)、Lindert(1978)发现，人口年龄结构越老，收入的不平等程度越高；从Deaton和Paxson(1994)的理论分析来看，在经济增长和人口老龄化同时存在的经济社会中，人口老龄化对不平等的影响是非常显著的，在此基础上利用美国、英国和中国台湾的家庭消费数据，发现在固定组内，年龄的增加将带来收入和消费不平等程度的增加；Takayama和Arita(1996)利用日本家计调查数据发现，年长组家庭的收入不平等程度明显大于年轻组家庭的收入不平等；Ohtake和Saito(1998)对日本20世纪80年代消费不平等问题开展研究，认为人口老龄化问题是造成不平等的主要原因，人口老龄化可以解释不平等的50％。第二种观点则认为人口老龄化并没有造成收入不平等的扩大，或者即使有影响，但影响很小(Barrett等，2000；Bishop等，1997; Jantti,1997)。Schulz(1997)对中国台湾1976～1995年的研究发现，尽管这一时期中国台湾经历了快速的人口和经济转变，但收入不平等基本维持在适当水平，人口老龄化并未导致收入不平等的恶化；Cameron(2000)运用半参数分解方法检验爪哇的贫困和不平等问题，研究结果表明老龄化解释了5.8％的不平等。第三种观点认为人口老龄化反而在一定程度上削弱了收入不平等，即人口老龄化越严重，其对应的不平等程度反而越小。Morley(1981)研究发现更年轻的年龄结构会使收入不平等扩大，老龄化相对突出的国家收入不平等反而更小；Chu和Jiang(1997)指出人口老龄化对中国台湾地区的收入不平等起到了负向作用，1978～1993年，年龄结构变化的影响逐年扩大，年龄结构的变化导致中国台湾地区基尼系数低估；Mason和Lee(2002)利用中国台湾地区的数据，研究发现人口老龄化反而降低了收入不平等程度。与此同时，也有文献通过对比不同国家，发现老龄化对不平等的影响在不同国家和同一国家不同时期亦存在差异，Lam等(1992)通过对巴西和美国工资不平等的分解，发现老龄化对其影响效应在两个国家之间存在差异；Karunaratne(2000)利用斯里兰卡1963～1987年间的数据研究发现，年龄效应对收入不平等的贡献呈现倒“U”形的特征，在1970年间年龄效应的贡献大于10％，1980年之后的年龄效应有所减少。
关于中国人口老龄化对不平等影响的相关研究就更为凤毛麟角，并且因数据来源、研究地域和研究方法的差异得到的研究结论也不尽相同。其中关于城镇地区的研究有Cai(2007)、郭望庆(2011)，这两个研究都采用的是中国城镇居民家计调查数据，研究方法相同均为方差分解方法，研究结论都认为城镇地区的人口老龄化对收入不平等的影响较小。郭望庆(2011)在此基础上针对不同收入水平和不同地区开展研究，发现尽管总体而言人口老龄化对不平等的效应不明显且不具有规律性，但不同收入水平与不同地区的人口老龄化效应却具有明显的规律性。Hai(2011)利用中国健康与营养调查数据库(简称CHNS数据)发现城镇地区的人口结构变化与收入差距扩大之间的关系并不显著。关于农村地区的研究则呈现出较大的不同。曲兆鹏和赵忠(2008)利用中国社会科学院经济研究所“收入分配”课题组的三次入户调查数据(简称CHIP数据)，借鉴Ohtake和Saito(1998)的研究方法，研究农村地区人口老龄化对收入不平等的影响。发现在各个时期组内不平等占主导地位，老龄化对不平等的效应很小；而Hai(2011)利用CHNS数据，采用以回归为基础的不平等分解方法，用家庭人口中工作年龄的比重刻画老龄化程度，发现中国农村地区人口老龄化对收入分配不均等有着显著的影响。还有另一项研究运用省级面板数据，用老年抚养比上升和少儿抚养比下降刻画老龄化程度，经验性证实老龄化对我国收入不平等具有显著的正向影响(董志强等，2012)。
从目前的文献来看，关于中国人口结构变动与不平等关系的相关研究较少，尤其针对中国农村地区的研究非常有限，研究结论亦存在分歧，仍有待拓展深入；相对缺乏关于人口老龄化与收入不平等之间关系的理论探讨，有待理论上给出人口老龄化对收入不平等产生影响的条件，就不同研究结论给出相对统一的经济学解释。鉴于中国正处于社会经济和人口转型的关键时期，不停地出现新问题和新特点，需要用发展的视角捕捉新的趋势，已有研究的时间结点相对较早，有待开展更新研究，更好地把握未来的走势。本文以人口老龄化问题较为严重的中国农村地区为研究对象，利用1989～2011年的微观家计调查数据，运用方差分解和回归分解方法，从人口结构变动——人口老龄化角度考察其对收入不平等的影响，以期更好地解释收入不平等现象，丰富和弥补该领域的研究。
二、分析框架与研究方法
根据Deaton和Paxson(1994)的研究，如果消费满足永久收入假说，在若干假设条件(例如不存在信贷约束、家庭或者个人之间的利息率相同，以及不存在预防性储蓄行为等)且存在不确定性的情况下，家庭或个人消费是一个鞅过程，即式(1)成立。
由式(2)可知，第t期消费对数的方差等于基期消费对数的方差加各期不确定影响的方差之和，方差可以用来刻画不平等程度，即式(3)成立。
式(3)告诉我们，在其他条件不变的情况下，同一出生组的人随着年龄的增加，其不平等程度也不断增加，即从理论上讲，在其他条件不变的情况下，人口老龄化会导致不平等程度的加剧(Deaton和Paxson,1994)。式(3)右边的第一项刻画的是在基期不同出生组的不平等程度，即称之为出生组组间效应，第二项刻画的是由于累积不确定冲击的影响，随着年龄增加表现出的出生组内部不平等，即称之为出生组组内效应(即年龄效应)，本文采用Ohtake和Saito(1998)的方法对上述两个效应进行估算，用于估计的方程①为：
为了进一步研究老龄化对不平等的影响，可将不平等的变化分解为人口结构效应、组内效应和组间效应。其中人口结构效应指的是随着总体人口年龄结构的变化所带来的不平等变化，即本文所要考察的老龄化对不平等的影响；组内效应指的是随着时间的推移，同一出生组的人之间不平等程度的变化，衡量的是组内方差变化对不平等的影响；组间效应指的是不同出生组的人之间不平等程度的变化，衡量的是不同出生组平均收入差异对不平等的影响。本文借鉴Ohtake和Saito(1998)的方法，不平等可分解为：
上述采用的是方差分解的方法，鉴于家庭收入不仅仅受家庭人口结构的影响，还受到其他因素的影响，进而有可能干扰老龄化对收入不平等影响的测度，为了更好地识别老龄化对收入不平等的影响，控制其他因素的干扰，运用回归分解的方法进一步考察家庭人口老龄化程度对收入不平等的影响，并测算这种影响程度的时间变化趋势。鉴于此，具体实证研究中将遵循“三步曲”予以完成，即第一步是实证分析家庭人口老龄化对家庭收入的影响；第二步是实证分析家庭人口老龄化变量对家庭收入不平等的贡献；第三步是实证分析家庭人口老龄化变量对家庭收入不平等贡献的变化情况。第一步具体回归的收入模型如下：
其中，Y表示家庭人均收入，
表示家庭平均受教育年限(指的是为家庭收入做出贡献的所有人口的平均受教育年限)，
表示家庭健康状况(指的是为家庭收入做出贡献的人的健康状况，其中健康状况用自评健康指标表示)，
表示家庭从事非农就业的情况(指的是为家庭收入做出贡献的人中从事非农业人口的比重)，
表示家庭工作人口中男性所在的比重(指的是为家庭收入做出贡献的人中男性人数的比重)、
表示地区虚拟变量，Z表示家庭老龄化程度，用人口学研究中常用的老龄化系数来表示，即65岁及以上人口占家庭总人口的比重。
通过上述回归模型可以得到家庭老龄化程度对收入影响的参数α，即完成第一步的估算。本文借鉴收入不平等分解的办法(Martin等，1999)来测量家庭老龄化程度对收入不平等的影响程度，具体计算公式为：
其中，r分别表示Y与Z的相关系数，
分别表示Z、Y的标准差，α表示收入模型式(6)中家庭人口老龄化变量的回归系数。这里完成的是“三步曲”中的第二步研究方法的阐述。
在此基础上，本文还考察家庭人口老龄化程度带来收入不平等影响程度的变化情况，即“三步曲”的第三步内容。具体运用实证分析的计算公式表示为：
三、数据与描述性分析
1.数据来源与相关处理
本文采用CHNS(China Health and Nutrition Survey)数据库提供的相关信息，该调查是由美国北卡罗来那大学ChaPel Hili分校人口研究中心、美国营养与食品研究所和中国疾病控制与预防中心共同组织实施的。迄今为止该数据库公布有1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年所调查的数据信息，该调查所选的省份包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省份，采用的是多阶段分层整群随机抽样的方法，基本上覆盖了全国不同地理位置、不同经济发展水平、不同公共资源丰裕程度的各个地区，从样本地域分布来看具有较好的全国代表性，在一定程度上可以较好地反映全国总体水平。
关于计算不平等是以家庭为单位还是以个人为单位是存在争议的，Kuznets(1989)就以家庭作为收入测度的单元提出了诸多理由。本文认为家庭是社会构成的基本单元，家庭总体收入是影响家庭成员福利水平最关键的因素，加之家庭观念的影响，通常个人收入与家庭其他成员收入共同作用于整个家庭，用于家庭的消费支出等，往往个人收入水平的提高或者降低并不必然带来个人福利水平的提高或降低，可能会受到家庭其他成员收入的影响，并且对于农村地区而言，农村居民的收入来源不仅包括工资性收入，还有家庭经营性收入，而家庭经营性收入是以家庭来计算的。鉴于此，本文采用家庭作为分析单元来考察收入不平等，为消除家庭规模的影响，以家庭人均收入来衡量收入水平，其中家庭总收入包括家庭农业生产经营净收入(涵盖农林牧渔业)、非农业收入(涵盖第二产业和第三产业)和其他收入(包括各类补贴收入等)。鉴于本文采用的是Ohtake和Saito(1998)方法，故而选取收入对数值方差作为收入不平等的衡量指标，已有研究表明采用这一指标更有助于总体不平等的分解，并且与其他不平等指标(如基尼系数、泰尔指数等)的研究结果没有显著差异，计算公式如下：
其中，n为样本量，
表示第i家庭的收入对数值与收入对数值的平均值。
考虑到各个地区的生活成本差异，收入的实际购买能力在地区之间、不同时间存在差异，本文所用CHNS关于收入的数据已经用地区的消费者价格指数进行了调整，避免因为地区生活成本差异造成不平等水平的高估，从而提高了收入数据的准确性。考虑到户主通常是家庭总收入的主要决策者，本文选用户主年龄来衡量代表性家庭的年龄，这也与所采用的方差分解方法相一致，根据样本的分布状况和实际研究需要，本文中户主年龄范围界定在24～83岁之间。确定出生组间隔的标准是使得同一出生组尽可能同质，使得测量误差方差尽可能小，同时不同年龄组间尽可能异质，更加有利于识别年龄组间的变化，通常做法是选择10年作为出生组间隔年限，根据本文所用数据库实际情况，对应出生组分为20世纪10年代至20世纪70年代。
2.样本描述性分析
从表1中可知，样本中户主年龄的平均值逐年增长，由1989年的40岁增加为2000年的47岁，再到2011年的54岁，刻画老龄化的另一个指标家庭老龄化程度变量也呈现出相同的变化趋势，由此我们可以大体得出中国农村地区的确存在人口趋于老龄化的现象。从家庭人均收入的标准差来看，由1989年的2239.436增加为2000年的4019.505，之后又进一步增加到2011年的17576.3，总体来看所调查样本家庭的收入不平等程度不断扩大。同时发现样本数据中的家庭规模不断缩小，家庭整体教育水平和健康状况均有所改善，对家庭收入有贡献的人中男性所占的比重逐年增加，且1989～2000年期间增加的幅度较大，由22.26％增加至50.19％，之后10年尽管也有所增加但增幅减缓。家庭中从事非农就业的比重由1989年的37.59％变为2000年的67.74％，其非农就业程度不断增加，但2011年则为36.37％，可能的解释是随着城镇化进程的加快和大量农村劳动力的转移，表现为一些农村居民家庭工作和生活的主要区域迁移至城镇，这类家庭的特征是常年不在农村且以非农业就业为主，而本研究中所调查的农村居民家庭主要是来自农村地区的常住家庭，可能存在样本数据未涵盖上述类型家庭，故而对现阶段常年留在农村地区的家庭而言，其对应的非农就业程度可能有所下降。
根据Deaton和Paxson(1994)的分析，总体收入不平等不仅取决出生组组内不平等，也取决于出生组组间不平等。图1刻画的是各出生组的收入对数方差与年龄之间的关系，一定程度上反映了出生组组内收入不平等的变化趋势。从图1中可以看出，几乎每个出生组组内都存在随着年龄的增加收入不平等程度增加的趋势，大体可以表明中国农村地区的确存在出生组组内不平等。图2和图3分别是不同出生组和不同年份的收入对数与年龄之间的关系。从图2中可以看到，对于相同年龄的不同出生组而言，年轻出生组的收入水平均高于年老出生组的收入水平，在一定程度上表明存在组间不平等，即新生代与老生代之间收入水平存在差异。如图3所示，从时间趋势来看，随着经济的发展，所有年龄人群的收入水平均有所提高，进一步表明组间效应的存在，同时从收入增长幅度来看，2000～2011年期间各个年龄的收入增幅相对大于1989～2000年期间的情况，说明组间效应在不同年份存在差异。
图1 不同出生组收入对数方差与年龄关系
图2 20世纪不同出生组的收入对数与年龄关系
图3 不同年份的收入对数与年龄关系
四、实证分析结果
1.方差分解的结果
尽管上述描述性分析在一定程度上刻画了组间不平等和组内不平等的存在，但因为二者往往又是交织在一起的，并没有明确地指出各自效应的大小，有必要采用Ohtake和Saito(1998)的方法进一步识别出生组组间效应(即出生组效应)和出生组组内效应(即年龄效应)的大小。为了开展方差分解需要对样本数据进行整理，针对所有调查年份的不同出生组的样本量进行统计，表2描述不同调查年份的20世纪10年代至20世纪70年代的样本量分布状况，其中20世纪10年代指的是从1910～1919年出生的人。
根据式(4)的回归结果可知年龄效应和出生组效应，如图4所示。以最小年龄24岁为参照组，在控制了出生组效应的影响下，年龄效应的回归系数基本上呈现“U”形的变化趋势，即首先随着年龄的增加而下降，之后随着年龄的增加而有所上升，其中的拐点大约在53岁左右，表明同一出生组内存在收入不平等随着年龄的增加先下降后上升的趋势。在控制了年龄效应之后，相对于20世纪10年代出生的人而言，其他出生组的回归系数均为正值，出生组效应与出生组之间呈现倒“U”形的变化趋势，即出生组越年轻，其回归系数值越大，意味着在年龄相同的情况下，出生越晚的人群收入不平等越强，即出生组效应随着时间的推移而有所增加，但从20世纪50年代的人之后，其对应的出生组效应开始下降。与此同时，出生组效应的变化也不是匀速的，从图4发现，出生组效应的变化呈现出先小后大再小的趋势，出生组效应变化最明显的是处于中间的出生组，即20世纪30年代、20世纪40年代和20世纪50年代的人群，这意味着经济发展对于不同出生组的人群而言其影响程度存在差异。
图4 收入不平等的年龄效应与出生组效应
为了识别人口老龄化对收入不平等的影响，本文借鉴Ohtake和Saito(1998)的方法，利用式(5)来分别计算得到人口效应、组内效应和组间效应，表3汇报了1989～2011年收入不平等的变化趋势及其方差分解结果。总变化指标刻画的是收入不平等的变化，从表3可知随着时间的推移，收入不平等程度在不断恶化，且恶化程度在不同时期有所不同，2006年以前收入不平等每两年的变化基本在2～3之间，但2006年之后不平等变化程度急剧增加，高达6～7。从总变化的构成来看，组间效应是造成收入不平等变化的主要原因，从历年变化来看，组间效应可以解释收入不平等的80％～90％，说明在1989～2011年，收入不平等的变化主要表现为不同出生组之间不平等程度的加剧。相对于组间效应而言，组内效应的变化对总变化的影响非常小，有的年份甚至表现为负值，负值表明组内效应对收入不平等变化在一定程度上起到抑制作用，即同一出生组的人不平等变化在一定程度上减弱了总体收入不平等的程度。人口效应用来识别人口老龄化的影响，总体而言人口效应数据为正值，人口老龄化对收入不平等的扩大具有正向影响，即人口老龄化加剧了收入不平等。从影响程度来看，人口老龄化对农村收入不平等的影响相对较小，大体可以解释总变化的3％～6％。
2.回归分解的结果
从微观主体——家庭层面考察，家庭收入不仅受到来自家庭人口结构变化的影响，还受到诸如教育、健康等人力资本因素和地区特征因素的影响。为了更好地识别人口老龄化对收入不平等的影响，本文采用回归分解“三步曲”来予以测算。首先利用式(6)回归得到家庭老龄化程度对家庭人均收入的影响，从表4中可知，二者的相关系数为负值，并且几乎所有年份的回归系数均为负值，表明在控制其他因素影响的情况下，随着家庭人口老龄化程度的加重，对应的家庭人均收入水平将有所下降。利用式(7)可以计算得到表4中的C值，C值表示所在调查年份的家庭人口老龄化程度对收入不平等的贡献。总体而言家庭人口老龄化程度变量对家庭收入不平等的影响或者贡献率较小，即老龄化效应很低；但各个年份的表现有所不同，从1989～2000年前10年期间老龄化效应有增加的趋势，从0.05％增加到0.60％，2004年贡献率减少到0.39％，2006年小幅增加，但之后5年均有所减少。从贡献率的变化来看，2011年相对于1989年人口老龄化效应的贡献率增加4.95％，说明在1989～2011年，影响收入不平等的因素中家庭人口老龄化程度这一变量的贡献率有所增加，即人口老龄化效应增强，其他年份之间的变化情况见表5。
五、结论与政策含义
中国正经历着人口老龄化问题日趋严重和收入不平等继续扩大的双重压力，这两个备受政府和学界关注的热点话题，长期以来一直处于相互隔离的研究状态，缺乏把人口老龄化与收入不平等二者相联系的相关研究，那么在中国人口老龄化与收入不平等并存的情况下，势必要回答人口老龄化是否加剧了收入不平等？这正是本文的研究初衷和研究目标。本文借鉴Deaton和Paxson(1994)的研究，从理论上导出，在其他条件不变的情况下，人口老龄化会导致不平等程度的加剧；在此基础上采用方差分解和回归分解相结合的方法，利用时间跨度20余年的农户微观家计调查数据，实证考察农村人口老龄化对收入不平等的影响。
研究发现在1989～2011年期间存在出生组组内效应和出生组组间效应，其中出生组组内效应(即年龄效应)基本上呈现“U”形的变化趋势，即同一出生组组内存在收入不平等随着年龄的增加先下降后上升的趋势；出生组组间效应(即出生组效应)呈现倒“U”形的变化趋势，出生组效应最明显的是处于中间的出生组，即20世纪30年代、20世纪40年代和20世纪50年代的人，表明对于不同出生组的人群而言，其收入不平等程度存在差异。将总体收入不平等分解为人口效应、组内效应和组间效应，其实证分析结果显示，收入不平等的总体变化主要是由于组间效应所引起，主要表现为不同出生组之间不平等程度的加剧；人口效应为正，即人口老龄化加剧了收入不平等，但从影响程度来看，人口老龄化对农村收入不平等的影响相对较小，大体可以解释总变化的3％～6％。根据回归分解方法得到的主要研究结论是：家庭人口结构趋于老龄化将减少家庭的总体收入水平；家庭人口老龄化程度变量对家庭收入不平等的影响或者贡献率较小，即老龄化效应很低；但从人口老龄化效应的变化来看，1989～2011年期间影响收入不平等的因素中家庭人口老龄化程度这一变量的贡献率有所增加，表明人口老龄化效应呈现出增强的趋势。
本文的研究结论引发我们反思中国的人口政策和收入不平等问题及其破解收入差距的相关政策。伴随着中国计划生育政策的实施，中国人口结构发生着迅速而深刻的变化，老龄化问题凸显，其在一定程度上加剧了收入不平等的程度，尽管影响不大，但其影响程度有增加之势，应引起足够的重视，加之社会保障体系不健全，其势必对经济发展和社会福利增进造成不利影响。与此同时，我们注意到在以往治理收入不平等的政策思路中缺乏关于人口老龄化视角的考察，本文引申的关于解决收入不平等问题的政策含义是：通过人口政策、社会保障制度等缓解老龄化程度、增加老年人口的收入水平，进而有效地解决因老龄化问题带来得收入不平等问题。
注释：
①鉴于篇幅有限，相关推导过程略去，感兴趣者可参阅Ohtake和Saito(1998)。
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