人口年龄结构对居民消费影响的路径分析
摘要：文章在人口年龄结构对居民消费影响的理论机制基础上，提出人口年龄结构对居民消费影响的直接路径和间接路径假设，并以结构方程模型进行了路径分析的实证检验。检验结果表明：人口年龄结构对居民消费存在直接影响和间接影响;直接影响中，人口总抚养比正向影响居民消费，少儿抚养比、老年抚养比负向影响居民消费;间接影响中，总抚养比、少儿抚养比能通过产业结构、经济增长及收入分配影响居民消费，而老年抚养比只通过收入分配影响居民消费;同时研究发现，人口年龄结构对居民消费的间接影响路径系数大于直接影响路径系数。并且本文对基于人口年龄结构的我国低消费率的形成机制进行了分析。
关键词：人口年龄结构;居民消费;结构方程模型;路径分析
人作为经济活动的主体，其年龄结构可能会影响居民消费，也可能会影响到其他社会经济变量。而年龄结构、社会经济变量及民居消费三者之间是否存在传导机制，目前则鲜有研究。因此，在研究人口年龄结构对居民消费的影响时，本文提出了新的研究思路，即影响路径分析。
人口年龄结构除了直接影响居民消费外，还通过间接路径影响居民消费，如人口年龄结构可能会通过收入分配、产业结构、经济增长等来影响消费。本研究不局限于年龄结构与居民消费的简单回归关系，而是将年龄结构、居民消费纳入经济大环境中，理清二者与关联变量的关系，运用路径分析法及结构方程模型，了解年龄结构影响居民消费的经济路径及传导机制，测算影响因子，实证研究人口年龄结构如何通过各中间环节影响居民消费的大小及作用方向，从而为政府宏观指导消费提供数量依据。此外，本研究还从经济增长、收入与人口结构变化及其交互作用的角度对我国低消费率的形成机制进行了分析。
一、文献回顾、研究假设和理论模型
目前在“人口年龄结构对居民消费影响”的大部分实证研究中，主要是依据时间序列或面板数据建立回归模型，实际上这都可以归结为研究人口年龄结构对居民消费的直接影响。然而作为主要经济变量的居民消费与作为主要社会变量的人口年龄结构之间，应该有更错综复杂的关系，这种关系本文定义为间接影响。本文将以探寻人口年龄结构与居民消费间的直接影响与间接影响途径为主要研究内容。
1.对直接影响路径进行文献综述
在理论研究方面，主要以“生命周期理论”为基础，认为人口年龄结构会直接影响居民的消费结构。莫迪利安尼(Modiglani)的生命周期假说认为，人在一生中不同时期，消费重点也会不同，对消费结构的选择会随着年龄变化而有所改变，并且提出一国青少年和老龄人口占总人口的比例越高，消费需求也相应越大的结论。持久收入假说以及家庭储蓄需求模型虽然和生命周期理论的出发点不同，但都认为人口年龄结构的变化会影响居民储蓄率或消费率。
在实证研究方面，较早讨论人口年龄结构与消费之间关系的仍是莫迪利安尼，他用跨国截面数据得到的实证结果支持了他的理论观点。随后大量的学者从不同角度研究人口年龄结构对居民消费的影响，由于采用不同的消费函数理论和计量方法，得到了不同的观点：一些研究认为年龄结构对总消费的影响有着显著的意义;而另一些研究则认为年龄结构对宏观消费产生的影响相比其他因素并不显著。同时，也有研究表明，不同年龄段的人口对经济增长有不同的作用。基于中国家庭调查数据的几项经验研究都发现，人口年龄结构对消费(或储蓄)率并没有显著的影响。西方传统消费理论无法完全说明中国消费者的行为特征，因而应用于我国有一定的局限性。如我国经济正处于转轨时期，市场机制不健全，人口计划生育政策的实施以及城乡二元经济结构等因素，导致人口消费和储蓄的动机变化较大。
国内研究中国居民消费的文献很多，但涉及人口年龄结构影响居民消费的文献较少。袁志刚等人通过数值模拟、国家统计局课题组引人人口年龄结构变量“老少比”、王德文等人利用列夫模型、王金营等人引入“标准消费人”概念、陈佳瑛引入“主要储蓄人口比”、李文星等人引入“人口自然增长率”、汪伟和宋保林等人引入“抚养系数”，得到了人口年龄结构对居民消费有显著影响的结论。也有部分文献针对地区进行分析，王刚通过对未来北京居民年龄结构的演进及相关年龄组人群的消费结构分析发现，人口老龄化将造成北京居民消费率的下降。刘雯的实证研究发现，湖南人口年龄结构的特点是导致省内现阶段消费率过低的原因之一，但要区别各年龄结构对消费率产生的不同影响。其中，儿童抚养系数与居民消费率正相关，老年抚养系数变化与居民消费率负相关，总抚养系数与居民消费率正相关。由上可见，国内学者的研究结论是人口年龄结构对居民消费有显著的影响。
2.对间接影响途径提出理论假设
本文尝试从以下几个方面对年龄结构与居民消费的中间路径提出假设。
(1)人口年龄结构通过收入分配影响居民消费。具体来讲，收入是影响居民消费的最重要影响变量，但收入的分配会随着年龄结构的不同有所改变，一般在年轻时期刚参加工作，收入不高，而步人中年时期，收入达到一生之中的顶峰，至老年时期退出工作环节，收入将会大幅下降，因而人口年龄结构会通过收入分配间接影响居民消费。这种影响会表现为：当人口年龄结构中抚养比增大时，未参与社会劳动的人口相对数增加，全社会总的绝对劳动收入会下降，居民消费行为会被抑制。即人口年龄结构的变化影响劳动收入份额的经济机理是：人口年龄结构变化将影响一个经济中的储蓄，进而影响生产的资本集约程度，劳动和资本存在替代关系，而资本集约程度提高会降低劳动收入份额。于是提出理论假设H1(人口年龄结构-收入分配-居民消费)：抚养比与收入分配呈反向关系，即抚养比增大，人均收入将会降低，收入分配与居民消费呈正向关系，即人均收入降低，居民消费将被抑制。
(2)人口年龄结构通过产业结构、收入分配影响居民消费。产业结构的调整离不开人力资源的投入，人力资源的老化与各产业的产值和就业结构之间存在着微妙的联系，直接的表现就是劳动力资源的老化对各产业劳动力投入的年龄结构产生影响。由于第二、第三产业在国民经济部门中的比例有较大的提升，劳动收入份额呈逐渐下降的趋势，不同年龄人口的收入分配也受到影响。
个人的消费行为，主要是从现有市场所提供的消费产品中进行选择，而消费市场的产品供给变化又来自于产业结构调整，产品的供给会根据消费者的需求而不断调整。不同年龄的人口对消费品的需求有偏好，产业结构必须根据人口年龄结构的特点来调整，在我国人口老龄化状况越来越明显的情况下，产业结构产出要适应这种现状;同时，在投入方面会出现人力资本老年化的趋势，对收入分配也会产生一定的影响。因居民在生活消费时以被动消费为主，通常是市场供给什么样的产品居民才去有选择地消费，因此，产业结构的产出势必会影响居民的消费。从而提出理论假设H2(人口年龄结构一产业结构一居民消费)：人口年龄结构与产业结构呈正向关系，产业结构与居民消费呈正向关系，即当社会抚养比增大时，产业结构会随之相应调整，第二、第三产业产值占比会增长，从而促进居民消费增长;以及理论假设H3(人口年龄结构-产业结构-收入分配-居民消费)：人口年龄结构与产业结构呈正向关系，产业结构发展促进收入分配，从而正向影响居民消费。
(3)人口年龄结构通过经济增长影响居民消费。莫迪利安尼发现中国储蓄率与长期经济增长率及抚养比存在明显的协整关系，认为中国的高储蓄率主要归结为经济的高增长和人口结构的改变。国际货币基金组织通过对世界115个国家和地区40年的数据进行分析，结果表明，人均GDP增长率与劳动适龄人口数量的变化正相关，与老年人口比例变化负相关。研究文献均表明人口年龄结构与经济增长有着显著的计量关系。
一国劳动力人口多，创造的经济价值绝对数就高，从而促进经济增长，因此，当一国抚养比太高时，会抑制经济的增长，从而抑制消费。因而提出理论假设H4(人口年龄结构-经济增长-居民消费)：抚养比与经济增长呈反向关系，经济增长与消费呈正向关系;以及理论假设H5(人口年龄结构-经济增长-收入分配-居民消费)：抚养比与经济增长呈反向关系，经济增长正向促进收入分配，从而正向影响消费。
二、模型构建与实证分析
1.模型选择
路径分析是由美国生物学家莱特(Wright)最先提出并发展起来的一种分析因果关系的建模方法。路径分析是多变量线性分析的拓展，不要求变量间相互独立，适合分析含有间接影响关系的多变量依存性问题。学界习惯上把基于最小二乘估计法的传统的路径分析称作路径分析，而把基于极大似然估计法的路径分析称作结构方程模型。
结构方程模型分析的过程是：在设定结构模型的基础上，为证实模型的准确性，首先要判断这些方程是否为可识别模型，对于可识别模型，通过收集显变量的数据，利用极大似然估计或广义最小二乘估计等估计方法对未知参数进行估计。对于模型的结果，需要对模型与数据之间的拟合效果进行评价。如果模型与数据拟合得不好，就需要对模型进行修正，重新设定模型，一个拟合好的模型往往需要反复试验多次。
反映变量之间因果关系的主要工具是路径图，通过路径图，研究者能清楚了解变量之间的影响途径(箭头方向)及影响方向(正向、负向等)，路径图中每一条路径都可以表示成一个回归方程，用一条带箭头的线表示变量间预先设定的关系。
2.数据来源及变量设定
根据前面提出的人口年龄结构对居民消费影响的路径假设，在构建路径分析模型时，对于人口年龄结构，选择采用总抚养比totalrat(0～14岁少儿人口及65岁以上老年人口占劳动年龄人口比重)、少儿抚养比childrat(0～14岁少儿人口占劳动年龄人口比重)及老年抚养比oldrate(65岁以上老年人口占劳动年龄人口比重)来衡量。收入分配采用人均收入tincome(城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的加权平均值)来表示，经济发展采用人均GDP(perg)指标来代替，产业结构采用了第二产业比重erchang来表示(在模型试验中曾采用第三产业比重、二三产业比重，但路径分析模型均不显著，最终决定采用第二产业比重来表示)。居民消费水平采用的是人均消费水平consumpt来表示，该指标是对城镇居民人均消费水平与农村人均消费水平的加权平均值，《中国统计年鉴》中提供了具体指标数据，不需另算。
由于我国总抚养比、少儿抚养比及老年抚养比指标在1995年前的《中国统计年鉴》及《中国人口统计年鉴》中均未纳入，因此，本研究各指标数据均以1995年为起始年份，并且保持统计口径一致。本研究采用的所有数据均来源于1996～2011年《中国统计年鉴》。
3.人口年龄结构影响消费的路径分析图
依据人口年龄结构对居民消费影响的路径假设检验，设计出初始路径图，详见图1。
依据图1构建的结构方程模型为：
其中，λi(i=1，…，17)为各路径系数，表示各潜变量对相应观测变量的影响程度;ei(i=1，…，4)为相应变量的随机影响因素。
4.结果分析
利用极大似然估计法，对结构方程模型进行调试、识别、检验，最终得到显著结果。
(1)模型整体适配度检验。模型卡方值为3.142，显著性概率值为0.678，大于0.05的显著性水平，不能拒绝虚无假设，表示假设模型与样本数据可以适配;卡方自由度比值CMIN/DF为0.628，小于2，表明假设框实际样本数据适配程度良好。但是由于卡方值和卡方自由度比值都容易受到样本大小的影响，因而在判别模型适配度时，最好还要参考其他适配度指标值进行综合判断。模型近似误差均方根RMSEA值为0，拟合优度指标CFI值为1，说明整体模型适配度指标都达到了适配标准。整体而言，本研究提出的假设模型与实际观察数据的拟合情况良好，即模型的外在质量佳。
(2)影响路径系数。经多次试验，最终选取的显著的实证路径图如图2所示。
由此可以构建的结构方程模型为：
图2提供了潜变量与观测变量之间的路径系数，参数估计值的意义是潜变量每提高一个单位，其观测变量会上升或者下降多少单位。从实证结果来看，有几条路径是显著的：①人口年龄结构一居民消费，其中总抚养比正向影响居民消费(影响系数为1.93)，少儿抚养比、老年抚养比均负向影响居民消费(影响系数为-2.26、-0.25)，不过少儿抚养比的抑制作用更明显一些。②人口年龄结构→经济增长→居民消费，人口年龄结构→经济增长→收入分配→居民消费，这两条路径主要针对于总抚养比与少儿抚养比两类年龄结构指标，而老年抚养比不能通过经济增长途径显著影响居民消费;与假设检验不同的是，实证检验表明经济增长对居民消费起到了反向作用，而假设中认为是正向作用(H4)。总抚养比对人均GDP的影响系数为5.74，而少儿抚养比却为-6.64，人均GDP对居民消费的影响系数为-0.68，但如果增加了收入分配这个中间变量，人均GDP对收入分配的影响是0.87，而收入分配对居民消费的影响为1.57，则支持原假设H5。③人口年龄结构→产业结构→居民消费，人口年龄结构→产业结构→收入分配→居民消费，同样老年抚养比也不能通过产业结构、收入分配路径显著影响居民消费;总抚养比正向影响产业结构，影响系数为12.00，少儿抚养比负向影响产业结构，影响系数为一12.42，产业结构正向影响居民消费。结论支持H2，支持H3。④老年抚养比间接影响居民消费的路径是：老年抚养比一收入分配一居民消费。老年抚养比正向影响收入分配，影响系数为0.14，收入分配正向影响居民消费，支持假设H1。
我们可以发现，路径分析实证结果基本都支持五条基本假设，而且收入分配始终占据一个重要的中间位置，只有老年抚养比可以直接通过收入分配中间变量影响居民消费，而总抚养比及少儿抚养比则需要通过经济增长、产业结构再通过收入分配影响到居民消费。
(3)直接影响和间接影响分析。为了更加直观地了解结构模型中潜变量之间的直接效应、间接效应以及总效应，本文将计算结果汇总于表1。
首先，总抚养比通过中间变量对居民消费的间接影响大于直接影响，且影响为正。可以看出，总抚养比对居民消费的影响主要是通过收入分配、经济增长和产业结构传递的间接影响，总抚养比对经济增长、产业结构具有很大的直接影响作用，影响系数分别为5.745和11.997，但随后通过收入分配对居民消费产生间接作用。总抚养比对居民消费的影响为正，这与我们的感觉是一致的。
其次，少儿抚养比对居民消费的总影响为负，也是间接影响大于直接影响。少年抚养比对居民消费的影响也主要是通过收入分配、经济增长和产业结构传递的间接影响。少儿抚养比对经济增长、产业结构具有很大的反向影响作用，一旦社会的少儿抚养比降低，则会促进经济增长及产业结构的发展，从而会促进收入的分配，刺激居民消费。
再次，老年抚养比对居民消费的总影响为负，直接影响表现为负，间接影响表现为正。老年抚养比只通过人均收入间接影响到居民消费，而且影响为负，假设中认为老年抚养比可通过创造价值、调整消费结构来影响居民消费，但目前我国这条路径并不显著，说明有待加强。
从路径分析过程看，人口年龄结构对居民消费的影响的确存在，除显著的直接影响外，其通过经济增长、产业结构及收入分配对居民消费的间接影响甚至大于直接影响。人口年龄结构对居民消费有显著影响，总抚养比对居民消费有正向显著影响，但少儿抚养比和老年抚养比则对居民消费起到负向影响。
三、分析、结论及建议
1.分析及结论
根据路径分析的实证结果，结合本文所提出的人口年龄结构对居民消费的直接影响路径及间接影响路径假设，我们可以进行如下分析。
第一，人口年龄结构可以通过直接路径影响居民消费，同时也可以通过间接路径影响居民消费。
第二，直接影响路径中，总抚养比正向影响居民消费，而少儿抚养比和老年抚养比对居民消费都是负向影响。对居民消费影响最大的人口年龄结构是少儿抚养比，影响最小的人口年龄结构是老年抚养比。我国人口年龄结构中少儿抚养比呈逐年下降趋势，而老年抚养比呈逐年上升趋势，由此可知，少儿抚养比下降的现状实际上并没有抑制居民消费，反而是促进了居民消费，而抑制我国居民消费的人口年龄结构主要是老年抚养比的上升。
第三，间接影响路径中，总抚养比及少儿抚养比都能通过产业结构、经济增长、收入分配来影响居民消费，而老年抚养比却只能通过收入分配来影响居民消费。理论假设中，人口年龄结构通过产业结构、经济增长、收入分配影响居民消费，是一条合理的实现路径，但我国数据的实证结果表明，老年抚养比对产业结构和经济增长的贡献不如总抚养比及少儿抚养比显著，无法通过经济中间环节来促进消费，老年抚养比忽略了产业结构、经济增长的影响，直接通过收入分配来影响居民消费。
第四，在影响途径中，中间变量的间接影响大于人口年龄结构的直接影响。从结果上看，老年抚养比对居民消费的直接影响强于间接影响，直接影响系数为负，而间接影响系数为正，总效应反映为负。这给我们的启示是，在我国，人口的老龄化虽然会弱化居民的消费，但若通过间接途径来增强人口老龄化对居民消费的正向作用，也会从整体上促进居民消费。
由此可以提出，基于人口年龄结构，我国居民消费率偏低的原因有以下几点。
首先，我国总抚养比逐年下降及老年抚养比逐年上升的人口现状，是居民消费率偏低的原因之一。不过少儿抚养比的下降反而刺激了居民消费，而且从总体人口结构上看，少儿抚养比对居民消费的刺激效应大于总抚养比及老年抚养比，因而人口年龄结构总体上对居民消费的扩大有正向影响。
其次，总抚养比及少儿抚养比的下降刺激了经济的增长，但经济的增长却并没有刺激消费的增长(影响系数为-0.68)。
再次，总抚养比及少儿抚养比的下降，刺激了产业结构的调整，但产业结构对居民消费的促进作用并不明显(影响系数仅为0.03)。
最后，产业结构对收入分配的影响也不大，但方向为负，并没有有效地刺激收入的增长，不过老年抚养比的逐年上升和经济的增长，还是推动了收入分配的提高，从而刺激了消费。
2.建议
既然我们得出了人口年龄结构对居民消费的间接影响大于直接影响的结论，而且在中间影响路径环节上，经济增长、产业结构没有如期发挥其扩大内需的作用，那么在扩大内需刺激消费的政策建议上，可以从以下几个方面去考虑。
一是要继续保持人口出生率低增长的基本国策。少年人口的增加，不能促进居民消费，这与目前大多数学者观点一致，我国目前少儿抚养比持续走低，恰恰说明对居民消费有一定的促进作用。而且这种促进作用是间接促进大于直接促进，少儿抚养比的降低，对产业结构、经济增长有更大的刺激，利用这种刺激来促进消费更有效。
二是要在短期内无法根本改变人口年龄结构分布现状的情况下，有目标地通过产业结构、经济增长及收入分配等路径刺激消费。
三是要积极推动老年消费市场的发展。随着人口老龄化的加深，应加强社会保障制度，完善养老金体系、医疗体系，促进老年消费市场的发展;同时，通过以上实证分析发现，老年抚养比只通过收入分配来影响消费，而通过产业结构、经济增长等影响消费的路径并不显著，这恰恰说明我国将来更需要通过产业结构升级、经济增长等减少人口老龄化对消费的负面影响。
作者：王芳
作者简介：钟亮(1989-)，男，汉，江苏扬州人，经济学硕士，南京财经大学国民经济学专业，研究方向：经济发展战略与产业规划。
摘要：本文利用我国1978-2014年人均消费、人均GDP和反映人口年龄结构的少儿抚养系数和老年抚养系数等数据，运用协整理论、误差修正模型，对我国人口年龄结构与居民人均消费、人均GDP之间的关系进行实证分析。结果表明：少儿抚养系数对居民消费支出有负向影响，但影响不显著;而老年抚养系数、人均GDP对居民消费支出有正向影响，且影响显著。
关键词：人口年龄结构;抚养系数;误差修正模型
改革开放以来，中国一直保持着约9%的经济增长率。但是，与高速增长的经济形成鲜明对比的是，居民消费率却呈下降趋势。中国居民消费意愿过低导致国内消费不足，这是一直令人困扰而没有影响到中国经济持续高速增长的重大经济问题。与此同时，关于人口年龄结构对居民消费的影响也在近些年被学者所关注，主要原因在于我国人口老龄化现象日趋严重，人口红利逐渐消失。通过梳理国内文献，我们发现，人口老龄化或人口年龄结构对居民消费的影响研究为数不多。在所有研究老龄化与居民消费的文献中，采用抚养系数即少儿抚养系数、老年抚养系数来表示人口年龄结构的也不多。基于此，本文采用少儿抚养系数和老年抚养系数作为代表人口年龄结构的变量来研究其对居民消费的影响，并使用平稳性检验、协整理论和误差修正模型等方法，得出我国人口年龄结构对居民消费的影响。
一、实证模型与数据
(一)回归模型
由于影响居民消费水平的因素较多，本文选取关注变量-人口年龄结构，即少儿抚养系数和老年抚养系数之外，还考虑了GDP因素。因此，本文建立的回归模型为：
const=α+β1crt+β2ort+β3gdpt+εt(1)
其中，const为人均消费支出，反映个体的消费水平。crt表示少儿抚养系数，用0-14岁少年儿童人口与15-64岁劳动力人口之比衡量，即crt=P0-14岁/P15-64岁，同理，ort表示老年抚养系数，用65岁及以上老年人口与15-64岁劳动力人口之比衡量。ort=P65岁及以上/P15-64岁。gdpt表示人均产出，εt为随机扰动项。
为减少模型拟合的异方差性，采用如下模型进行估计：
lnconst=α+β1crt+β2ort+β3lngdpt+εt(2)
(二)数据来源
本文选取1978-2014年数据，以1978年为基期，所有数据均经过平减处理。数据来自于历年《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》。
二、模型估计与结果
(一)平稳性检验
由于时间序列数据可能是非平稳的，因此运用ADF单位根检验方法对平稳性进行检验，若变量为非平稳变量，则进行差分变换，然后再进行平稳性检验。
经过检验发现，变量lncons、cr、or和lngdp都是一阶单整。变量都是一阶单整的情况下继续进行协整检验。
(二)协整检验
Johansen协整检验结果表明：四个变量之间即模型存在协整关系。据此得到的协整方程为：
lnconst=-0.009crt+0.086ort+0.594lngdpt(3)
由协整方程可以看出，少儿抚养系数对人均消费作用为负，但并不显著，少儿抚养系数每下降1个单位，居民人均消费支出上升0.9%;老年抚养系数对消费支出有正向影响，老年抚养系数每上升1个单位，居民人均消费支出上升8.6%;人均GDP对居民人均消费支出有正向影响，人均GDP每上升一个单位，人均消费支出上升0.594个单位。
(三)误差修正模型
误差修正模型即用均衡误差来对模型进行修正。用OLS法对变量lncons、cr、or和lngdp进行线性回归，得到的协整方程为：
lnconst=1.5425-0.0085crt+0.0864ort+0.6075lngdpt(4)
根据上述方程求得残差项εt，将此残差项作为误差修正模型的误差修正项。然后再利用OLS法估计误差修正模型，得到如下模型：
Δlnconst=-0.006-0.824ecmt-1-0.008Δcrt+0.061Δort+0.727Δlngdpt(5)
其中，Δlnconst=lnconst-lnconst-1，Δcrt=crt-crt-1，Δort=ort-ort-1，Δlngdpt=lngdpt-lngdpt-1;
误差修正项的系数通过了5%的显著性检验，系数为负，体现了短期波动向长期均衡的修正机制。其经济含义是指在一个均衡的经济体系中，如果前一年的人均消费支出偏离人均消费的长期均衡水平，那么偏离的部分将会有82.4%在本年得到修正。
三、结论与政策建议
本文基于1978-2014年宏观数据，运用协整回归、误差修正模型，分析了人口年龄结构对居民消费支出的影响，得出以下结论：
第一，协整方程表明，在长期内，居民人均消费支出与少儿抚养系数、老年抚养系数和人均GDP之间存在着一个均衡的动态的稳定关系。
第二，在协整回归方程(4)中，少儿抚养系数与老年抚养系数对人均消费影响作用不及人均GDP对消费的影响作用大。
第三，误差修正模型表明，在短期内，当前一年居民人均消费支出偏离均衡状态时，误差修正项会对其进行负向调整，偏离部分的82.4%将会在本年得以修正。
基于此，本文的相关政策建议有：
第一，从少儿抚养系数对居民消费的影响可以看出，虽然人口出生率在不断下降，少年儿童人口数也在不断减少，但是消费水平显然并未显著受到少儿人数减少的影响。因此，可以从儿童的潜在消费领域入手，开发出更适合儿童使用的产品以及提供相应的服务。
第二，从老年抚养系数对居民消费的影响可以看出，老年人也可以成为拉动中国经济增长的“潜力军”。特别是老年人对医疗保健用品及服务的需求逐渐增大。政府该如何提供更多更全面的医疗保健用品以及更周到的保健服务成为摆在政府面前的一道难题。
第三，老年人对文化消费的需求将大大提高对文化教育娱乐用品及服务的消费性支出，政府应积极建立各种文化教育娱乐场所、组织各式各样的文化教育娱乐活动以满足老年人对文化产品和服务的需求。(作者单位：南京财经大学)
参考文献：
[1]李文星、徐长生等.中国人口年龄结构和居民消费：1989-2004[J].经济研究，2008(7)：118-129.
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[5]吴海江、何凌霄.中国人口年龄结构与城乡居民消费差距：2000-2011[J].山西财经大学学报，2013(10)：10-19.
作者：钟亮
摘要：人口年龄结构转变本身具有动态性，与消费的关系也随之变化。文章基于1987-2011年时间序列数据对中国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了比较研究。结果发现：城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著正相关关系，少儿抚养比越低，城、乡居民消费率越低，但少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;现阶段整体来看老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著;人口年龄结构对消费的影响具有时期效应，与进入人口老龄化阶段之前相比，我国城、乡老年抚养比相对于少儿抚养比对消费变化的影响更大;此外，少儿抚养比通过家庭收入增长率对城镇居民消费具有显著偏效应，老年抚养比则通过家庭收入增长率对农村居民消费具有显著偏效应，这说明伴随着人口年龄结构的转变，城、乡居民分别在子女照料、老人赡养等方面作出了消费倾斜。
关键词：人口结构;抚养比;城镇居民消费;农村居民消费
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.002
收稿日期：2014-08-20; 修订日期：2015-01-21
基金项目：江苏高校哲学社会科学重大项目“江苏人口老龄化对经济社会发展影响及其对策研究”(2010ZDAXM004);教育部人文社会科学研究项目“社会养老服务体制机制创新研究——基于江苏苏南、苏中、苏北的调查与比较”(13YJA840008)。
作者简介：王欢，河海大学公共管理学院人口研究所博士研究生;黄健元，河海大学公共管理学院人口研究所所长、教授、博士生导师。
An Empirical Study on the Relationship between Population Age Structure
and Household Consumption in Urban and Rural China
WANG Huan，HUANG Jianyuan
(Population Research Institute， Hohai University， Nanjing 210098， China)
一、引言
消费是经济增长的“三驾马车”之一。1978年改革开放以来，在投资需求拉动和生产主导型经济发展模式的支撑下，我国经历了一段令世界惊叹的经济持续高增长期。然而，随着经济模式逐渐向消费主导型转变，储蓄持续偏高、消费持续低迷带来的问题逐渐显露，消费需求不足已经成为当前制约我国经济快速发展的重要原因。现阶段，尽管我国经济增长率仍保持在年均7%以上的较高水平，高于美国、英国等西方发达国家，我国居民消费率却以每年约1个百分点的速度持续下降，甚至低于部分发展中国家，形成了特有的“高储蓄-低消费”局面[1]。
对于消费不足的原因，学界进行了多方面探讨，认为影响消费的因素是复杂的：从利率水平、物价水平、消费行为习惯、收入支出不确定性，到历史及文化传统、经济增长速度、社会保障制度、收入分配制度，都可能是消费率变动的重要原因。但随着世界范围内人口结构转变进程的加速，人口年龄结构与消费之间的关系也逐渐被纳入消费影响因素的研究范畴。莫迪利安尼(Modigliani)和布伦贝格(Brumberg)提出生命周期假说，为人口年龄结构对消费的影响提供了一个解释框架[2]。生命周期假说认为，消费者一生的财富是封闭的，消费者只在其生命周期内享用所有财产，财产不会发生代际转移，且消费者各阶段的消费水平取决于其一生的总收入，消费水平与其生命周期密切相关，消费者将自己一生的预期收入在不同年龄段进行最优配置，以取得跨期效用最大化[3]。一般情况下，劳动年龄人口的收入在满足自身消费之外，一部分用于抚养下一代，另一部分用于储蓄以供退休后使用。劳动年龄人口对应于正储蓄，而少儿人口和老年人口对应于负储蓄。当一个经济体中劳动年龄人口比重上升时，经济体总储蓄率上升;当少儿人口和老年人口比重上升时，经济体总储蓄率下降[4]，即人口年龄结构的变化会引起消费率和储蓄率发生相应改变。
然而，国内外学者对中国人口年龄结构变动与消费之间关系的研究却作出了不尽相同的解释，得到与生命周期假说并不完全一致的结论。结论一，人口老龄化对消费有正向影响。汪伟通过对中国1989-2006年经济增长、人口年龄结构的省际面板数据研究，认为抚养比下降是中国储蓄率上升的原因，伴随着抚养比的下降，经济增长对储蓄率上升的贡献会不断强化，反之则弱化[5]。谭江蓉、杨云彦基于1%人口抽样调查数据和人口普查省域截面数据研究，认为我国农村人口老龄化对农村居民消费倾向具有显著的正向影响，与生命周期假说的结论一致，但对生命周期假说在我国农村地区的适用性提出了质疑[6]。结论二，人口老龄化对消费有负向影响。莫迪利安尼等人使用中国1953-2000年有关储蓄的时间序列数据发现，储蓄率和长期经济增长率及负担系数之间存在显著的协整关系，认为人均收入增长率和少儿抚养系数的变化能够解释中国的高储蓄率[7]。李春琦、张杰平则根据1978-2007年我国宏观年度数据研究指出，少年抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著负向影响，农村居民消费习惯非常稳定，研究结论不支持生命周期假说[8]。万克德等人通过对山东省1995-2010年城镇居民消费的时间序列数据分析发现，人口老龄化将会引起城镇居民储蓄率降低，同时人口年龄结构的转变也会带来消费结构的变化[9]。毛中根等人利用1996-2010年省际面板数据研究发现，老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因[10]。结论三，人口老龄化对消费无明显影响。科里(Kraay)基于1978-1989年中国分省居民储蓄家庭调查面板数据的研究认为，在统计意义上，样本期间抚养系数对储蓄并不存在显著影响[11]。李文星等人利用中国1989-2004年的省际面板数据，研究指出我国儿童抚养系数对居民消费具有负向影响，但这种影响并不大，老年抚养系数变化则对居民消费的影响不显著，因此认为中国人口年龄结构的变化并不是中国目前居民消费率过低的原因[12]。结论四，人口老龄化对消费具有阶段性变动影响。于潇、孙猛研究发现，在人口老龄化起步阶段，老年人口比重快速提高的同时会伴随着少儿人口比重的迅速下降，当少儿消费系数低于老年消费系数时，人口老龄化对消费的影响为正向，当人口老龄化进入中期阶段时，会对消费产生负向抑制，当人口老龄化为晚期时，不会对消费产生影响[13]。综合来看，上述研究大多支持了人口年龄结构与居民消费具有相关关系的观点，但是由于研究方法、模型建构和变量选取等方面的原因，人口年龄结构转变对居民消费的影响仍然尚无定论。
近年来，我国人口年龄结构转变进程不断加速。笔者根据《中国统计年鉴2013》及国家统计局网站公布的数据计算得出，2012年底，我国65岁及以上老年人口已经达到12714万人，比2000年净增加3893万人，老年人口占比达到9.4%，超过人口老龄化国际标准2.4个百分点;14岁及以下少年儿童人口减少到22287万人，比十年前净减少6725万人，少年儿童人口占比降低6.4个百分点至16.5%;城乡人口年龄结构转变差异则持续扩大，截至2012年底，农村地区65岁及以上人口占比高出城镇地区将近4个百分点。在这样剧烈的人口年龄结构变化过程中，我国经济和社会发展势必会受到一系列深刻而长远的影响。本文关注的是，我国城乡居民消费是否会因人口年龄结构转变而产生相应的变化?如果是，人口年龄结构转变与城乡居民消费的关系如何?为回答这些问题，本文基于1987-2011年我国城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证分析。与以往研究相比，本文主要有以下几个特点：一是现有文献多对我国城乡居民消费情况进行分别研究，而本文则在同一分析框架下对我国城乡人口年龄结构与居民消费关系进行比较研究，挖掘共性与异性;二是已有研究多采用截面数据或面板数据，缺乏就人口年龄结构因素对消费影响的动态分析，本文将基于协整理论进行更深入的探讨;三是本文将采用更新的数据，做到规范分析和实证分析相结合。
二、我国人口年龄结构与消费变动
1.人口年龄结构不断老化
自20世纪70年代以来，在计划生育外力遏制下，我国总和生育率不断降低，由高位水平下降至超低生育率范畴，2010年全国第六次人口普查数据显示，我国育龄妇女总和生育率仅为1.18。持续超低生育率所带来的，是人口年龄结构的剧烈转变。笔者根据历年《中国统计年鉴》以及国家统计局公布的第五、第六次全国人口普查数据计算得出，20世纪90年代初期，我国人口年龄结构相对年轻，65岁及以上老年人口占比仅为5.6%，少儿抚养比为41.5%，老年抚养比为8.3%，于2000年正式跨入老龄化队伍之后，我国人口年龄结构进入加速转变阶段。截至2011年底，少儿抚养比进一步减少到22.1%，比1990年减少近20个百分点，而老年抚养比则上升至12.3%，比1990年增加了5个百分点。与此同时，我国城乡人口结构转变差距也在不断扩大，20世纪90年代初期我国农村地区65岁及以上人口占比仅高于城镇地区0.6个百分点，而到2011年这一差距进一步扩大到2.4个百分点;在抚养比上，城、乡少儿抚养比分别由1990年的30.77%和45.75%下降到2011年的8.39%和26.57%，城、乡老年抚养比则分别由1990年的7.03%和8.87%上升到2011年的10.27%和14.62%。由此可见，在整体人口年龄结构快速老化的进程中，与城镇地区相比，我国农村地区正在经历更为剧烈的人口转变过程。
2.消费率持续下降
改革开放以来，伴随着我国经济的持续快速增长，城乡居民收入也呈现明显的上升趋势。根据历年《中国统计年鉴》中的数据可知，2011年底，我国城镇居民实际人均可支配收入已经达到7980.03元，是1990年的5.2倍，年均增长率为8.24%，农村居民实际人均纯收入也从1990年的686.3元增加至2011年的2696.17元，翻了两番，年均递增6.08%。但与此同时，我国居民消费总额占国内生产总值的比重却逐渐降低，由1990年的48.85%下降到2011年的35.75%，降低了13.1个百分点。2011年城、乡居民平均消费倾向仅为0.70和0.75，比1990年分别降低了0.15和0.90。尽管近年来我国居民平均消费倾向仍然处于相对较高水平，约将2/3的收入用于消费性支出，但从居民消费总额占国内生产总值比重持续下降的变化趋势来看，消费不足仍然会对我国经济持续快速增长造成不利影响。
三、模型构建与数据选取
1.模型构建
霍尔(Hall)在理性预期理论和生命周期理论基础上构建了个人消费的随机游走模型，认为个人当期消费主要是受到前期消费的影响，个人消费行为具有一定的稳定性[14]。基于霍尔的个人消费模型，本文将居民消费率作为对个人消费的度量，构建居民消费率的随机游走模型：
conrt=conrt-1+ε(1)
其中，conrt为当期消费率，conrt-1为前期消费率，ε为随机扰动项。为考察人口年龄结构对消费率的影响，本文将少儿抚养比(fyr)和老年抚养比(for)作为解释变量纳入霍尔随机游走模型之中，得到如下模型：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+ε(2)
在模型(2)的基础上，进一步考虑其他一些对居民消费率有影响的因素。莫迪利安尼等人在其对生命周期理论的扩展研究中发现，居民收入增长率会对居民消费率产生影响，两者存在负相关关系[7]。凯恩斯(Keynes)也认为消费与收入密切相关，并存在消费倾向随收入增加边际递减的可能[15]。因此，本文将人均收入增长率(incgr)纳入模型以考察其对消费的影响。此外，本文还引入通货膨胀率(ifr)，以反映物价及宏观经济环境不确定性对居民消费的影响;同时，考虑到城镇化进程中城乡居民生活交集逐渐扩大，消费的示范效应可能会影响居民消费行为，故引入收入比(incr)反映这一生活变化对居民消费的影响。综上，得到基本模型如下：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+ε(3)
人口年龄结构转变意味着人口群体正在经历一个青壮年人口逐渐减少、中老年人口不断增多的动态变化过程，这一人口年龄结构转变过程相应会引致人口群体消费行为的改变，从而使得整体人口群体在人口年龄结构不同转变时期表现出不同的消费倾向。在分析人口年龄结构转变与居民消费关系的时候，为对比不同人口年龄结构转变时期消费行为的差异及变动方向，有必要引入人口年龄结构变量与时间变量的交互项。在式(3)中引入时间变量time与人口抚养比的交互变量，构成扩展模型1：
conrt=α0+α1conrt-1+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+α7time*fyrt+α8time
*fort+ε(4)
消费行为不仅与人口年龄结构有关，同时也受到收入水平的影响。无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说等，都认为消费与收入、收入增长率有密切关系。由此，收入很可能会将人口年龄结构对消费的影响进行强化，即在居民收入增长率越高的情况下，人口年龄结构对居民消费的影响可能就越显著 [16]。本文在基本模型中加入人口结构与居民收入增长率的交互项，以反映收入因素对人口年龄结构与消费之间关系的影响，从而构成扩展模型2：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α5incrt+α6ifrt+α9fyrt*incgrt+α10fort*incgrt+ε(5)
2.数据选取
本文数据来自1987-2011年中国城、乡时间序列数据。居民消费率(conr)为居民平均消费倾向×100%，城镇居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均可支配收入之比，农村居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均纯收入之比。人均收入增长率(incgr)为经过价格平减后(以1986年为基期)的实际人均收入增长率，城镇居民家庭人均收入增长率为家庭人均可支配收入增长率，农村居民家庭人均收入增长率为家庭人均纯收入增长率。城乡居民收入比(incr)为城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。通货膨胀率(ifr)由消费价格指数增长率近似替代，城镇通货膨胀率和农村通货膨胀率分别由城镇居民消费价格指数增长率和农村居民消费价格指数增长率得到。少儿抚养比(fyr)为0-14岁人口占15-64岁人口比重，老年抚养比(for)为65岁及以上人口占15-64岁人口比重。时间虚拟变量time，取值为0和1(2000年之前time=0，2000年及之后time=1)。城乡居民消费率、城乡居民人均收入增长率、城乡收入比、城乡通货膨胀率由1988-2012年《中国统计年鉴》中相关数据整理计算得到，少儿抚养比和老年抚养比由1988-2012年《中国人口和就业统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》相关数据整理得到。
四、 实证分析
1.平稳性检验
平稳时间序列是对时序变量采用传统最小二乘法(OLS)进行回归的必要前提条件，对于非平稳时间序列而言，传统OLS估计会导致伪回归，产生对结果的解释偏差。因此，对时序变量进行计量建模分析前，应对各变量平稳性进行检验。本文采用ADF单位根检验方法，对消费率及相关解释变量的平稳性进行检验。城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率均为非平稳时间序列，但上述各变量的一次差分序列为平稳时间序列。限于篇幅，检验结果略。
2.Johansen协整关系检验
由单位根检验可知，城乡居民消费率及各解释变量均为I(1)过程，为同阶差分平稳时间序列，符合协整关系检验的前提条件。协整分析的经济意义在于揭示各时间序列变量之间存在长期稳定关系。进一步地，对于非平稳时间序列变量，只要变量之间存在协整关系，就可以建立动态回归模型，这时模型残差为平稳时间序列从而不会导致因虚假回归引致的结果解释谬误[17]。通常情况下，用于变量之间协整关系的检验有恩格尔-格兰杰(EG)两步法和基于向量自回归模型(VAR模型)的约翰逊(Johansen)极大似然法，前者主要用于两变量之间的协整关系检验，而后者则可以用于多变量之间协整关系的检验。本文基于赤池信息准则(AIC)及施瓦兹准则(SC)，确定滞后阶数为1，分别得到城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率各变量之间协整关系检验结果，详见表1。
3.模型估计结果
基于OLS法，采用1987-2011年数据对我国城镇、农村居民消费基本模型和扩展模型进行参数估计。从测算结果(初始模型)可以看出，虽然模型整体拟合效果较好，但是仍然存在部分变量不能通过统计检验的情况。说明模型解释变量之间存在多重共线性，需要对部分变量进行适当剔除，否则会导致回归系数估计失真，影响对模型结果的解释。本文采用逐步回归法剔除初始模型中的变量，得到修正模型估计结果，可以看出模型整体拟合效果均有较大提升;模型残差序列的ADF检验结果显示各残差均为平稳时间序列I(0)过程(限于篇幅，具体检验过程略)。对于时间序列数据建模，最重要的是保证残差序列非自相关性[18-19]，鉴于本文模型中将滞后一期的因变量conrt-1作为解释变量，违背了杜宾-瓦特森(D.W.)检验的原假设，这里采用拉格朗日乘数检验法对模型残差序列的自相关性进行检验。残差相关性的拉格朗日乘数统计检验结果显示，不能拒绝模型不存在3阶及以下残差序列自相关的原假设，说明修正后模型的残差不具有显著的自相关性(见表2及表3)，这些均反映出修正后模型估计结果的有效性。本文重点关注少儿抚养比、老年抚养比及其交互作用结果，具体参数估计结果见表2及表3。
表2及表3模型参数估计结果显示，我国城、乡人口年龄结构变动对居民消费率的影响并不完全一致。
基本模型修正估计结果表明，少儿抚养比对城、乡居民消费率均具有显著的正向影响，少儿抚养比越低，消费率越低。根据历年《中国统计年鉴》中的数据，20世纪70年代以来，严格计划生育政策的实施使得我国城乡生育率大幅度下降，平均每个家庭拥有孩子的数量急剧减少，少儿抚养比由
表2城镇居民消费率估计结果(被解释变量=conr)
80年代初期的54.6%下降到2012年的22.2%。在以质量替代数量的动机下，孩子数量的减少促使城乡居民加大对子女人力资本投资，更加注重对孩子的教育和培养。然而，从绝对数量上看，计划生育政策下孩子数量大幅减少家庭的即期消费支出仍然会低于拥有较多孩子的非计划生育家庭的即期消费支出。此外，在孩子数量减少的情况下，“养儿防老”无法得到充分保障，增加储蓄就成为我国城乡居民普遍的替代选择，这也是用于抵御老年风险的一种现实策略。由基本模型修正估计结果可知，城镇地区少儿抚养比每降低一个单位，居民消费率将减少0.3961个单位，农村地区少儿抚养比每降低1个单位，居民消费率将降低0.3280个单位，可见人口年龄结构转变并没有造成我国城乡居民消费率边际变化的显著差距。对于这个结果的一种合理解释是，相对于城镇居民，我国农村居民更怀有一种希望子女摆脱农村生活环境、真正成为城里人的心态。面对城乡生活水平上的显著差异，他们不得不在现有相对较低的生活水平基础上大量减少消费，增加家庭储蓄，以便在子女学习、工作、婚姻和住房等方面作出更多贡献。这使得农村居民消费率与城镇居民消费率对人口年龄结构的边际变化率基本处于同一水平。
生命周期假说认为老年人处于生命历程的负储蓄阶段，其消费来源于劳动年龄阶段的储蓄积累，老年抚养比与消费率应具有显著的正相关关系，然而实证分析结果并不支持这一结论。模型估计结果显示，无论城镇还是农村，老年抚养比对消费率的影响均不具有统计上的显著性。虽然在城乡人口年龄结构转变过程中，老年人口增多可能会促使家庭成员对其的赡养支出增加，然而在我国社会保障不健全、谨慎消费习惯及赠遗动机等因素的影响下，老年人也具有较强的储蓄动机。现阶段我国人口年龄结构转变过程仍处于起步阶段，可能是这两方面的效应相当，两者相互抵消后使得人口年龄结构转变并不对总体消费率产生明显影响。但是，随着人口年龄结构转变的进一步加速，老年抚养比对消费率的影响将逐步显现。
在城乡消费率扩展模型1的修正结果中，时间变量与抚养比交互项time*for和time*fyr均能通过显著性检验但符号不同，说明时间与抚养比之间存在交互作用，即在人口年龄结构转变进程中的不同阶段上，抚养比对消费率作用不同。对于城镇居民，time*for系数为负，time*fyr系数为正，说明与2000年之前我国尚未进入人口老龄化社会这一时期的消费率水平相比，人口年龄结构转变带来的老年抚养比的上升导致消费率减少，而少儿抚养比的增加则导致消费率增加;对于农村居民，time*for系数为正，time*fyr系数为负，说明进入21世纪之后，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降，人口年龄结构对消费率的时期作用与城镇居民相反。由此可见，与进入人口老龄化社会之前相比，现阶段人口结构转变在城、乡区域对消费的影响是有差异的。此外，由扩展模型1的修正结果可知，对于城、乡居民均存在time*for系数绝对值大于time*fyr，说明人口年龄结构转变进入加速期后，相对于少儿抚养比，我国老年抚养比对消费率影响更大。
进一步地，修正扩展模型2的估计结果显示，城乡人口年龄结构均通过家庭人均收入增长率对消费率具有偏效应，但具体作用变量不同。对于城镇居民，存在少儿抚养比对消费率的偏效应，具体为：conrfyr=0.4833-0.8901*incgr，城镇居民家庭人均收入每增长1个百分点，偏效应增加0.4744个百分点。且随着家庭人均收入增长率的提高，少儿抚养比对消费率的偏效应呈现线性递减趋势，当家庭人均收入增长率达到54.29%时，少儿抚养比对消费率的偏效应达到拐点。近年来，我国城镇居民家庭人均收入增长率持续保持在8%左右，这意味着现阶段城镇少儿抚养比对消费的偏效应为0.4120，具有正向影响，说明城镇居民家庭消费存在向子女倾斜，而老年抚养比对消费的偏效应不显著可能与城镇老年人具有相对完善的社会保障制度有关。对于农村居民而言，则存在老年抚养比对消费的偏效应，
具体为conrfor=1.7429+4.1930*incgr，即家庭人均收入增长率每增加1个百分点，偏效应增加1.7848个百分点，老年抚养比对消费率的偏效应随农村居民家庭人均收入增长率的增加而上升。进入21世纪以来，我国农村家庭人均纯收入连年增长，根据历年《中国统计年鉴》数据，增长率由2000年的4.18%增加至2011年的11.42%。然而在现阶段尚不健全、水平较低的农村社会保障制度不能充分发挥作用的情况下，家庭对老人赡养的责任不断加重，可能会在较大程度上影响农村居民家庭消费支出决策，出现对老年人生活消费支出的家庭负担水平随老年人口数量上升而不断增加的现象，这与农村老年抚养比对消费偏效应的线性增长模式是一致的。由上述偏效应分析可见，消费与人口年龄结构之间的关系在收入增长这一因素的影响下得到了强化与凸显。
此外，基本模型中城、乡居民消费率的一期滞后(conrt-1)系数均为正，且能够分别通过显著性检验，说明我国城乡居民消费习惯较为稳定，虽然消费水平能够随收入水平增加而上升，但整体消费决策仍然比较谨慎。收入比(incr)对城乡居民消费具有显著影响，收入差距的扩大会导致消费率增长，这一点可能与城镇居民对农村居民的消费示范效应有关。城乡通货膨胀率(ifr)与居民消费率之间不具有显著相关关系，说明目前通货膨胀率并不是消费率变动的主要原因。
五、结论与讨论
总体而言，我国城乡人口年龄结构与居民消费具有密切关系。本文利用1987-2011年时间序列数据，在单位根和协整理论的基础上，基于OLS模型对我国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了实证研究，得到以下结论。
第一，城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著的正相关关系，少儿抚养比越低，居民消费率越低，少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;但现阶段老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著。
第二，人口年龄结构与时间的交互作用显示：与进入人口老龄化时期之前相比，对于城镇居民而言，老年抚养比的上升导致消费率减少，少儿抚养比的上升则导致消费率的增加;对于农村居民而言，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降;但无论是对于城镇居民还是农村居民，当人口年龄结构转变进入加速期后，老年抚养比对消费率的影响均大于少儿抚养比。人口年龄结构与收入增长率的交互作用显示：城镇、农村居民人口年龄结构通过家庭人均收入增长率对消费具有偏效应，其中少儿抚养比对城镇居民消费率具有显著偏效应，老年抚养比对农村居民消费具有显著偏效应，这表明在家庭收入增长的情况下，城、乡居民家庭消费分别存在向照料子女、赡养老人方面的倾斜。
第三，扩大内部消费需求是促进我国经济增长的关键。根据我国人口年龄结构与城乡居民消费关系的实证研究结果，本文认为现阶段政府首先应该加大对现代农业发展的支持力度，向农村居民作出政策倾斜，减轻农村居民的家庭负担，增强农村居民的消费信心;其次，应尽快完善城乡社会保障制度，特别是建立一体化的城乡养老和医疗保障体系，缩小保障水平差距，降低城乡老年居民对未来不确定性的担忧;最后，政府还应宣传、倡导积极的老年消费观念，对老年市场的发展给予正确引导，大力扶持老龄产业发展。
本文在同一框架下对我国现阶段城、乡人口年龄结构与居民消费关系进行了比较分析。但由于人口老龄化是一个动态发展过程，人口年龄结构转变与消费之间关系也并非一成不变。随着人口老龄化程度进一步加深，城、乡居民消费情况会如何变化，又会有哪些新的差异，这是需要长期动态研究的内容。在平均受教育年限延长、平均预期寿命延长等多方面因素的综合影响下，现阶段国际通用定义下人口抚养比等人口结构指标的适用性也值得进一步商榷。此外，本文主要讨论了人口年龄结构与消费之间的关系，但由于影响消费变动的因素具有高度复杂性(比如人口因素方面可能还与人口性别结构、空间结构等具有密切关系)，同时也会受到如经济发展水平、城镇化与现代化水平、社会保障水平、收入分配制度、政府支出结构等诸多因素的影响，这些均决定了将消费问题放入一个更丰富的研究框架中进行讨论的可能性，相关内容尚待进一步展开深入的研究。
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[责任编辑冯乐]
作者：王欢 黄健元
对于一国的经济发展来说,居民消费一直是值得关注的一环。虽然自1978年改革开放以来,我国的经济发展上在总体上取得了瞩目的成就,但居民的消费率(尤其是近二十年)在呈现下滑的趋势。长期来看,扩大居民消费对一国经济健康运行尤为重要。而同时我国在近几十年,计划生育定为国策后人口年龄结构也发生了实质性的转变,由年轻型社会直接过渡到老年型社会,这些变化在宏观角度上对我国居民消费率是有影响的。 本研究系统地回顾了西方消费函数理论和国内学者在西方消费理论基础上对中国消费者行为的研究结论,并另外对国内外学者引入人口年龄结构对居民消费影响研究成果简要的叙述和点评。实际上在我国无论在经济上还是在人口年龄结构上,东部、中部和西部区域都有很大的差异。本文来研究人口年龄结构在1989年～2010年这段期间里对是我国居民消费构成的影响,对三大区域的居民消费影响以及对居民消费影响的动态变化过程。在参考以前学者对消费函数实证的基础上对相关变量进行筛选的基础上,引入省际人口年龄结构变量进行实证分析。实证主要分为了三部分,先引入少儿负担比和老年赡养负担比,运用动态面板广义矩估计G，MM方法进行估计;再引入总抚养负担运用动态面板GMM广义矩估计进行估计,最后运用面板固定效应模型建立特定时期变系数进行实证研究。 结果发现我国居民消费受消费习惯影响大,同时我国近二十几年的人口年龄结构的转变是构成居民消费率下降的重要原因。其中少儿抚养负担的下降、老年赡养负担的加重和总负担系数的下降都对居民消费率有拉低作用,老年赡养负担加重比少儿抚养负担减少对居民消费率下降的影响更明显。人口年龄结构对东、中、西部的影响是不尽相同的,主要表现在少儿抚养负担对东部居民消费率的影响最大,中部次之然而在西部却并未出现显著性影响;老年赡养负担对三大区域影响都显著,但对东部的影响是最明显的。从时间动态变化上来看,老年赡养负担是由之前对居民消费的负影响转为正影响,而少儿抚养负担基本上正向影响且没有老年赡养负担影响那么明显。 所以本文给出建议,我国政府在制定扩大内需政策上应结合我国人口年龄因素,尤其是我国人口老龄化加速这一国情。要提高居民的消费水平,从制度上和政策上创造良好的消费环境比如完善社会保障体系等,提高人们对持久收入的预期,充分挖掘我国人口老龄化加重带来的老年消费市场,做好相关产业的结构调整。
当前我校教师队伍建设的总体情况呈以下特点：教师资源整体配置得到优化，教师队伍整体素质不断提高，师范生免费教育试点成效显著，教师教育改革不断深化，师资力量得到加强，中小学教师培训开创新局面，师德建设进一步加强。
截至2011年底，我校中小学共有专任教师52人，小学、初中、高中专任教师学历合格率分别达到99.5%、98.7%、94.8%。
教师队伍总量增加，配置状况总体改善。小学、初中、高中的生师比分别为17.7∶
1、15∶
2、20∶1，分别比上年下降0.2、0.5和0.3个百分点。
教师年龄结构不断优化，中青年教师成为中小学教师主体。35岁以下的小学、初中、高中教师分别为100%、80%、53.6%，45岁以下的小学、初中、高中教师分别占到100%、84%、53.6%。
教师职务结构总体上不断改善。小学、初中、高中具有中高级职务的教师分别为53.1%、54.8%、59.4%，分别比上年提高
1、1.7、1.4个百分点。
高学历教师比例不断提高，具有大学专科、本科学历的教师成为新增教师主体。专科以上小学教师、本科以上初中教师、研究生学历高中教师分别占78.3%、64.1%、3.6%，分别比上年提高3.5、4.
6、0.8个百分点。
学校董事会表示，下一步将会以贯彻落实教育规划纲要和教育人才规划纲要为主线，以师资力量和教师年龄机构建设为重点，以提高师德水平和教师的业务素质为核心，以实施重大项目和改革为主线，以应用信息技术为突破口，总结推广各地的典型经验和创新做法，着力破解难点、热点和重点问题，突出更多的改革创新，狠抓落实，培养造就专业化的教师队伍，为教育事业的科学发展提供有力保障。
今后的中小学教师队伍建设将主要从六个方面展开。一是重点加强教师队伍建设，提升教师队伍的整体素质。二是组织实施教师资格考试和定期注册试点，建立“国标、省考、县聘、校用”的教师准入和管理制度。三是大力推进教师教育课程改革，提升教师的教育质量。四是充分利用信息技术手段，提高教师培训的质量和效益。五是切实加强中小学名师队伍建设，培养造就优秀教师。六是进一步加强改进师德建设，营造全社会尊师重教的浓厚氛围。
农村党员队伍年龄结构存在问题与对策
农村的科学发展、和谐发展离不开一支充满生机与活力的农村党员队伍。近年来，农村由于受传统观念和市场经济影响，以及发展党员方面存在的问题，农村党员队伍注入的新鲜血液不足，老龄化现象越来越引起广泛关注。
一、主要问题
当前农村党员队伍年龄结构存在的主要问题有：一是老党员比例偏高，影响到农村党员队伍先锋模范作用的发挥。胶南市31268名建制村党员中，35岁以下的3484人，仅占11.1%;而55岁以上的16297人，占总数的52.1%，超过一半。他们多数身体状况差，精力有限，虽然一些老党员党性原则较强，但思想观念有些落后，无法在村民中发挥带头作用，有的甚至属于党组织帮扶对象，完全丧失了“带头致富”和“带领群众致富”的能力。二是村干部后继乏人，面临着选人用人难的问题。当前，部分村庄按照政治文化素质高、群众威信高和致富带富能力强、增加村集体收入能力强的“双高双强”标准选配村干部特别是村党支部书记面临困难，符合标准的优秀青年人选更是“凤毛麟角”，有时是“矮子里面拔将军”将就一下。如有一个村，全村只有14名党员，人人都当过村党支部书记，没有一
1个能当好，但又互不买帐，村里工作始终搞不上去。三是青年党员发展数量相对较少，落后于党员老化速度。胶南市2007年发展农牧渔民党员288名，其中35岁以下的132名，仅占农村党员总数的0.4%，对改善农村党员队伍年龄结构作用有限。而一些农村党组织仍然存在论资排辈的现象，致使许多优秀的农村青年感到入党无望，发展年轻党员陷于“青黄不接”的困难境地。
二、原因分析
导致以上现状的原因主要有以下三个方面：一是思想认识存在问题。有些村党组织片面地认为只要抓好中心工作，把经济发展好就可以了，主观上忽视了发展党员工作。有的个别村党支部书记搀杂着一些地域、宗族和裙带意识，优亲厚友，搞“近亲繁殖”，造成农村党员“家族化”，影响了一些农村优秀青年入党的积极性。甚至个别村党支部书记怕“培养了苗子，挤掉了位子”，害怕发展党员，不发展党员。二是入党积极分子偏少。近年来，农民发展经济的热情高涨，对入党的追求有所减低，具有入党动机的青年农民相对减少，培养入党积极分子和确定发展对象的选择余地较小，增加了发展党员工作的难度。目前胶南市入党积极分子5885名，其中农牧渔民2782名，仅占47.3%，而全市农村人口约占人口总数的80%。三是农民
外出流动增多。随着城市化进程的加快和二三产业的迅速发展，各种新型经济社会组织大量涌现，农村人口外出流动呈上升趋势。2007年胶南市农村富余劳动力输出1.9万人，他们以青壮年农民为主，外出务工或经商，缺少与家乡党组织的交流与沟通，在培养上带来了断层和空缺。
三、解决措施
改善农村党员队伍年龄结构，必须加大发展农村青年党员的力度，并注重多渠道解决问题。
一是把住“入口”，侧重吸收优秀青年农民入党。在制定发展党员规划时，要结合实际做到“发展方向向农村倾斜，培养重点向青年倾斜”，增加农村发展党员数量，对农村优秀青年进行重点培养，做到成熟一个、发展一个，新发展党员中35岁以下的不得少于80%。要认真贯彻发展党员工作“十六字”方针，进一步完善发展党员工作程序，研究细化农村发展党员关键环节，全面落实入党积极分子“两推”制度、集中培训制度、票决制度、公示制度、预审制度、工作责任追究制度等发展党员六项制度，防止农村党员“家族化”，保护好农村青年的入党积极性。
二是实施“互动”，城乡一体培养外出务工和经商农民入党。加强城乡基层党组织间的联系互动，探索建立城乡一体的发展党员工作制度。一方面由镇村党组织对优秀
青年实施跟踪培养，定期安排人员前往外出务工农民相对集中的地方党组织走访、座谈，了解入党积极分子工作、生活以及遵纪守法情况;利用传统节日外出务工农民返乡探亲的时机，组织入党积极分子开展集中学习，交流思想，教育引导，促其快速成熟。另一方面依托城市社区和企业党组织，对外出务工和经商的农村优秀青年农民，进行异地培养、委托培养，帮助村级党组织发展德才兼备的青年农民入党，解决农村党员“老龄化”的问题。
三是吸收“外援”，多种途径改善农村党员队伍结构。做好发展党员工作的同时，要高度重视其他途径改善党员队伍结构，比如积极吸收“外援”，充分发挥退伍军人和回乡大中专毕业生党员对改善农村党员队伍结构的作用。退伍军人和回乡大中专毕业生在政治素质、年龄和学历上更具优势。近三年来，转入胶南市村级党组织的党员中，有退伍军人党员534名，大中专毕业生党员192名，占到农村新增加党员的三分之一，对于改善农村党员队伍结构起到重要作用。
全国组织工作会议指出，要认真研究解决领导班子年龄结构和干部任职年限合理化问题。年龄结构作为领导班子的重要构成要素之一，梯次配备能够促进班子内部经验、精力等方面互补，增强整体工作效能;年龄界限作为对干部任职的基本要求之一，合理划分能够促使干部在最佳年龄施展才能， 充分发挥各个年龄段干部的优势和作用。本文结合贯彻落实相关政策的实践，就实现领导班子年龄结构和干部任职年限合理化问题提几点粗浅的意见、建议。
一、存在的问题
近年来，各地党委不断探索改善领导班子年龄结构和干部任职年龄界限合理化工作，取得了一定成效，但也还存在一些不容忽视的矛盾和问题。
一是领导班子年龄结构呈现出木桶型、疙瘩型的状况。当前，各级党政领导班子普遍存在年龄结构要么上下一般粗，基本上是“木桶”形状;要么“疙瘩”式分布不均匀，年龄扎堆、年龄老化、年龄断层的问题比较突出。在我市，市级党政班子14名成员平均年龄为44岁，全部是60年代出生的，最小的39岁;554名科级领导班子成员中，年龄在45岁左右的干部占二分之一，35岁以下的年轻干部只有44名，仅占8。
二是部分结构型干部质量不高，公认度不够。有些按年龄杠杠硬框进领导班子的年轻干部，实践证明并不全是最优秀的，没有干出群众满意的成绩，也没有达到组织上期望的效果，以至于部分干部和群众对党的干部政策产生了怀疑，甚至提出了质疑。同时，在一定程度上挫伤了其他年龄段干部的积极性。
三是部分年龄偏大的干部工作激情提前衰退。干部任职年龄界限上的“一刀切”，使一些年富力强、工作敬业、业绩突出、群众公认的干部不得不退出领导岗位;相反，一些工作不思进取、敬业精神衰退、能力比较平庸的干部，因为年龄未到，还占据着领导岗位。实际上，干部的活力、积极性跟年龄没有必然联系，干部的激情在一定程度上主要取决于干部任职年龄界限，当规定干部60岁才退出领导岗位时，他55岁都还有激情，但当规定干部50岁就要退出领导岗位时，他可能48岁时就没有激情了。
二、原因分析
造成上述问题的原因有多个方面，既有历史的原因，也有机制上的不完善，还有地方在干部选拔任用工作中自身存在的不足。归纳起来，主要有以下四个方面：
第一，只注重换届时的掌握，而忽略平时的把关，使领导班子年龄结构没能保持动态的合理化配备。即使是换届时，往往也只对年轻干部职数作出硬性规定，而对其他年龄段的干部并没有明确要求。平常调整干部基本上是论资排辈、上级下派和以票定人，既没有严格注意领导班子年龄结构的合理配备，也没有高度重视对各个年龄段干部的选拔、培养和储备，导致换届时为了满足年龄结构上的硬性要求，往往是“矮子里面挑将军”。
第二，干部选拔任用中的民主不够，使领导班子的结构质量难以保证。一方面选拔的范围越来越小，对象越来越少。过去，干部可以从国有企业、事业单位优秀分子中选拔，现在实行公务员登记以后，这部分人才受到身份限制，难以进入地方党政领导班子。干部选拔面窄了，质量自然受到影响。另一方面，选拔的方式不够科学，没有反映真正意义上的民主。比如，当前干部民主推荐的范围虽然不断扩大，但实际操作中仍然存在大量知情的人参与不了，参与的人大多又不知情的情况，看似尊重了民意，其实没有反映出真正的民意。众所周知，最了解干部的、与干部“亲密”接触的是其服务对象，而服务对象在参与推荐人员中所占比例很小。这就容易使那些天天埋头苦干、真抓实干的干部得票不高，使民主的真实性大打折扣。
第三，干部的出口不多，流动不畅，结构很难优化。这些年，基层的机构改革不断，乡镇合并，职数精减，干部出口越来越小。我市乡镇连续三次机构改革，领导职数由原来的17个乡镇301个减少到现在的10个乡镇80个，大量退出领导班子的干部无法安置，使年轻干部很难有进步的空间。市直部门领导班子成员中年龄最大的只有52岁，按照现行政策，意味着8年内都少有空缺，年长的干部退不出，年轻的干部就上不来。加上干部交流渠道单一，下派多，上调少，也进一步加重了基层干部的积压和结构失衡。
第四，对中老年龄段的干部在领导班子中的比例结构没有明确要求。在实际工作中，执行干部年龄政策存在片面倾向，对年轻干部比例和职数抠得比较紧，对其他年龄段干部的选拔和使用重视不够。而这部分干部在整个干部队伍中又处于“多数人”的位置，是支柱和中坚力量，如果这部分干部长期得不到重视，工作自然没有激情，班子也就缺少活力。“年轻干部是个宝，中年干部提不了，年长干部到站了”的顺口溜，就反映了这种现象。
三、对策和建议
1、对领导班子年龄结构要实行全过程监控。不仅换届时要严格考虑年龄的梯次配备，平时每次干部调整，都要充分考虑年龄结构的合理化，确保领导班子年龄始终保持动态的梯次化结构。要根据各个层次领导班子的实际情况，对年龄结构梯次配备作出相应的硬性规定，提出一套标准，制定较为科学的模型。比如，对县级党政班子，可实行3：4：3的年龄结构，即35岁左右的占30，40岁左右的占40，45岁左右的占30。对乡镇领导班子，目前实行2：4：4的结构配备比较好，即30岁左右的20，35岁左右的40，40岁左右的40。因为农村正处在矛盾的高发期，需要大量有实际经验的干部，才能确保基层稳定。具体调整过程中，在符合模型规定的基础上，严格按照各年龄段配备人数要求和比例，缺哪个年龄段，就补哪个年龄段的干部。这样，有利于调动各个年龄段干部的积极性，提高领导班子的整体效能。
2、要有效扩大干部选拔任用中的民主。经济工作讲求数量和质量，干部工作也是一样，既要讲比例协调，更要讲干部质量。一是打破干部的身份界限，在更大范围选拔干部。在很多发达国家，启用人才不论身份，只要综合素质高、执政理念先进、群众拥护，就可能当选市长、州长，甚至总统。我们在选拔干部时，也应借鉴这些人类文明的成果，比如将企事业单位中懂经济的人才纳入视野，不拘一格使用，增强党和政府对经济领域的领导力。二是保障民主推举的真实性，让知情人选人。要进一步扩大基层干部群众在干部选任上的知情权和参与权，参加民主推举的对象要大量吸收了解真实情况的有关人员，防止出现单纯凭印象、凭档案资料来评价和推举干部的现象。比如，推举一名县处级干部，上级领导班子推荐票的权重应占30，同级别干部推荐票的权重应占30，干部所服务对象推荐票的权重应占40。这样选拔出来的干部，才会让领导放心，干部服气，群众满意。三是完善干部业绩认定方式，建立一套科学的实绩考核和评价机制，防止出现“王婆卖瓜，自卖自夸”，凭述职报告打印象分的现象。
3、要解放思想，创新完善政策，为实现领导班子年龄结构和干部任职年龄界限合理化创造条件。一是要树立“凭实绩用干部，关键岗位不照顾，适当注重综合平衡”的理念。这对保证领导班子年龄结构质量至关重要。“凭实绩用干部”，就是坚持用实绩考核、考核这把综合考评尺度量干部、用干部，能者上，庸者让，使大家心服口服;“关键岗位不照顾”，因为关键岗位是打硬仗的，必须要有挑大梁、独当一面的能力和素质，不能掺杂丝毫的人情、关系因素，否则，就会贻误事业;“适当注重综合平衡”，主要是考虑班子的年龄结构、性别结构、类别结构的合理搭配，既要配备“千里马”，又要用好“老黄牛”，还要带好“小毛驴“，使整个班子搭配和谐，富有朝气与活力。二是用足用活“改任非领导”政策，为干部的合理调配腾出空间。制定相关激励措施，对任职时间较长、工作业绩突出的干部可以提级改非;对在实绩考核排名倒数的班子成员，要用硬性规定督促其改非。同时，对那些身体
很好、活力很足、能力很强、干部群众想留的干部，只要任期未到，允许继续留任，甚至可以采取职级分离的政策，在级别待遇上给予高配，以调动其积极性。三是加大干部交流力度。在干部提升空间有限的情况下，如何激发干部的工作热情?这不失为一种有效办法。对上下交流的优秀干部，要搞实质性的任职，不要搞“镀金式”挂职，避免干部出现临时思想，尤其要把那些基层工作经验丰富、有培养前途的优秀干部，输送到市直、省直甚至是中直机关任职，这既有利于调动基层干部工作的积极性，又有利于上级机关掌握了解基层的实情，加强对基层工作的指导。在横向交流上，要扩大交流的区域，扩大多层面干部的交流，并以硬性的比例、明确的规定固定下来。在加大“四套班子”内部交流方面，建议对刚选拔进领导班子的年轻干部可先放到人大、政协去锻炼，积累一些领导经验后，再转到党政班子工作。这不仅对年轻干部的成长，而且对改善人大、政协班子结构，促进“四套班子”和谐都大有益处。四是按照“上宽下严”的原则，确定干部任职的年龄界限。就是对地市级以上领导班子任职年龄界限可以灵活从宽，而对县、乡两级的任职年龄界限要从严掌握，必须达到一定年限的任职经历，才能进入上一级领导班子任职，不能跨越。因为县、乡处在发展第一线，改革最前沿，矛盾最直接，任务最具体，没有足够的时间，很多事情经历不了，经验积累不了，能力提高不了。如果缺乏足够的基层工作历练，即使提拔到更高的层次，也很难出色地领导和指导下级的工作。而对经历丰富的县乡干部，在推荐担任更高层次职务时，可以适当放宽任职年龄界限，破格提拔。
20岁的年轻人
像您现在这么年轻，出来工作的时间也不长，一般都是月光族，每个月几乎都没有积蓄。其实，我们现在参加进来也是让自己养成一个攒钱的好习惯。您想一下，现在年轻没有什么负担，但是20年之后，我们自己也40多岁了，您想一下您父亲在40多岁的时候，是不是正是压力最大的时候?因为这个时候上有老下有小，有父母的养老、孩子的教育等问题，那么我们现在给自己多攒点钱，就是为您以后减轻经济负担，您说对吗?
您想一下，父母养育我们20多年，其实是很不容易的。将心比心回想一下，我们是不是会每天给将来还不一定就是我们另一半的女朋友发短信打电话，恨不得时时刻刻黏在一起，但是我们又是多久才会给父母打电话呢，可能一个星期才会打一次吧?而父母每次在电话中，问的最多的就是我们的身体好不好，工作顺不顺利，什么时候回家，不会去问我们赚了多少钱，对不对?所以我们更应该在自己有能力赚钱的时候，给父母提供好的生活，而不是让父母在家为我们担心，是吧?(停顿，让客户思考)那我们现在就可以趁着自己没有太大经济负担的时候，增加一份保障，不是为自己，而是为了我们的父母。+促成
25岁左右的客户
像您这个年龄的客户比较特殊，因为年纪亲，挣钱非常容易。如果一年让您挣几万块钱您肯定觉得没有什么困难，但是一年让您攒几万块钱您可能就觉得困难了。所以我们就是希望能够给你做一个硬性的积攒，不管怎么样，您到时候是可以拿回一笔钱的，既帮您把小钱攒下来了，又给您提供了一份高额的意外保障，对于您来说是没有任何的经济损失嘛。
30左右的客户
像您现在也才30多岁，也是您挣钱的黄金时期，但是压力也比较大，因为上有老下有小，您现在辛辛苦苦的挣钱为的是什么呢?不就是想让家人生活过的更好一些嘛!当然您也不要介意，如果真的有什么意外发生，损失的不仅是您今后的收入，损失的还是您之前的积蓄。那您现在只要每个月攒这点小钱，有意外发生的时候，这个几万块钱您也希望用的是保险公司的钱，不希望用的是您自己辛辛苦苦挣的血汗钱，您说对吧!当然平平安安是最好的，这个钱您还是可以一分不少的全部取回去，到时候把这个钱拿回来，当成自己的一笔养老金也好，还是子女的教育金，婚嫁金也好，都是非常不错的，最关键的还是您多一份保障多一份安心嘛。
40-50岁左右的客户
这边看了一下您今年不过也才40多岁嘛，孩子肯定也都大了嘛，对不对?再过几年孩子也都结婚了，说实话如果孩子一旦结婚了再过几年他们有子女了，心思肯定都放在自己的孩子身
上，他们的心思大部分都花在自己家庭和孩子身上了，跟您年轻的时候一样，也就很少有时间照顾到父母了嘛，对不对?像咱们中国人都会有一种想法那就是老有所养，老有所得，对吧!现在也有必要给自己以后打算，那您给自己攒一笔养老金同时也给自己一份保障，以后有什么事也不会给孩子带来负担，能够自食其力。那像我们这次活动主要是回馈年纪比较大的老客户，因为您知道的，年纪大了，这个意外风险我们自己都是避免不了的，但如果说真的有什么意外发生了，就会给我们的孩子和家庭带来一定的经济负担了。这也是谁都不希望看到的，对吗?所以您现在只需要每个月省下点零花小钱，如果有意外发生，用的就是保险公司的钱，也不需要用您自己的积蓄了，没事的话当然最好，满期平安健康，您除了可以把您自己攒的钱一份不少拿回去之外，额外我们人保还会有5%的固定收益给到您这边，到时候正好当做自己的一个养老金也都是非常不错的嘛，所以说通知下来的客户都是非常满意的，也都是给自己参加进来了。
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