人口年龄结构、性别结构与居民消费
摘要 本文研究发现，中国居民消费不足与人口年龄结构和性别结构的变化密切相关。基于生命周期储蓄率模型逆推出居民消费率模型，利用中国1991-2011年省际面板数据对人口年龄结构、性别结构与居民消费之间的关系进行了估计，主要结论如下：少儿抚养比、老年抚养比与居民消费率正相关，人口性别比系数为正，但稳健性较差，养老保险覆盖率的上升并未显著提升居民消费率。因此，政府应继续完善养老保障制度，并在制定长期宏观经济政策时应将未来人口年龄结构变化对居民消费的影响考虑进来。
关键词消费率;少儿抚养比;老年抚养比;性别比
改革开放以来中国经济经历了30多年高速增长，然而与此同时居民消费率却呈现持续下降，近十几年降幅尤为明显。从2000年的46.4%下降到2011年的33.78%，年均降幅接近1.3%。现阶段，内需不足已经成为制约我国经济持续增长的一个重要因素。
国内学者已对居民消费不足的原因进行了有益的探讨，代表性观点有以下三种：一是预防性储蓄观点，认为我国经济正处于转型时期，产业结构调整、农产品价格波动、国企改革等导致居民收入的不确定性增加，教育、医疗、养老、住房等改革提高了居民的支出预期，居民增加预防性储蓄以防患于未来[1-2]。二是流动性约束观点，认为我国居民深受流动性约束的限制，为避免未来出现融资困难，居民只能现期大量地增加储蓄，从而导致消费不足[3-5]。三是居民收入分配差距扩大导致了总消费的不足[6-8]。尽管上述研究对居民消费不足的原因进行了多方面探讨，但以往的研究较少从人口结构的视角加以考察。居民消费不足可能源于人口结构(年龄结构、性别结构)的变化，年龄、性别不同，消费特征和方式往往存在差异。如果社会中男性、女性、儿童和老年人口比例发生了变化，那么，这个社会的居民整体的消费率也可能因此而变化。20世纪70年代初，中国政府开始推行计划生育政策并与1982年后将其作为一项基本国策，长期的低出生率、低死亡率以及人均寿命的延长已经导致中国的人口年龄结构发生了的变化。此外，中国“重男轻女”生育倾向，导致人口性别结构发生了变化。人口年龄结构、性别结构的变化可能已对居民整体的消费造成重要影响。
1文献综述
关于人口年龄结构和储蓄的关系，西方学者已展开了大量的研究。Modigliani和Brumbreg提出了生命周期假说(lifecycle hypothesis， 简称LCH)，该理论认为个人在其一生中的储蓄路径为童年和老年时期负储蓄，盛年时期进行正储蓄，以熨平其一生的消费。从宏观角度上看，如果一个社会少儿人口和老年人口占劳动人口比例上升，那么这个社会的储蓄率将下降，相反则反[9]。然而，之后有研究发现他们的理论忽略了一些影响居民储蓄行为的重要因素。一些经济学家研究老年人的消费和储蓄时发现，老年人有很强的遗赠动机，这种动机不完全归因于代际间的利他主义，父母可能通过留遗产来控制子女，希望子女更多地探望自己，有研究表明这种“战略性遗赠动机”非常明显[10]。此外，老年人存在较强的谨慎动机。他们的寿命可能比预期的长，年迈时可能会支付大额医疗账单，由此，他们保有额外的预防性储蓄(Precautionary Saving)，以预防各种不确定性支出[11]。因此，老年人口比例的上升不一定使社会储蓄率大幅下降。关于孩子数量与家庭储蓄(消费)的关系，存在两种略微不同的观点。一个观点来自于Samuelson家庭储蓄需求模型(Household Saving Demand Model)，认为孩子是家庭储蓄的替代物，如果家庭拥有多个孩子，那么可以减少家庭储蓄而不必为养老担忧，而孩子数量较少的家庭，父母只能通过增加储蓄以防老[12]。另一个观点来自于Becker关于孩子数量与质量之间关系的讨论，他认为孩子数量与孩子质量之间存在替代关系，随着经济的增长，家庭可能更倾向于培育高质量的孩子(以质量来替代数量)。现在的家庭相比于过去的家庭，生养了数量更少但是质量更高的孩子[13]。孩子的质量更多地体现在营养水平和教育水平上，这意味着家庭用在孩子身上的消费支出大幅增加。依照Becker的观点，一个社会中儿童人口比例的下降并不意味着家庭消费率会下降。
近些年来，中国的高储蓄率引起国内外学者的广泛关注。Kraay利用中国宏观数据的估计发现，老年抚养比(old dependency ratio)对储蓄有显著的负影响，然而对中国城乡家庭调查数据的估计中却发现，抚养系数对储蓄的影响不显著[14]。而Modigliani和Cao利用中国1953-2000年的时间序列数据进行估计却发现长期经济增长率的上升和少儿抚养系数下降能够解释中国的高储蓄现象[15]。Horioka and Wan利用中国家庭调查的省际面板数据(1995-2004年)进行分析，结果显示中国储蓄率的决定因素是滞后储蓄率、收入增长率、实际利率和通货膨胀率，而只有四分之一的样本支持人口年龄构成与储蓄的关系[16]。
关于人口性别结构与居民消费关系的研究，目前尚不多见。一个重要的原因在于西方社会并未实施旨在控制人口数量的计划生育政策，家庭对于男孩和女孩也不存在特殊的偏好，因此，这些社会中的人口性别比例几乎没有变化。波德里亚提出了支配消费的两种范例：男性范例和女性范例，“女性范例在消费领域中的扩张已经成为普遍的现象，并且这种扩张撑起了国民计算的美丽天空”。安永会计师事务所(Ernst & Young)在其一份研究报告中指出：“中国女性已经成为了消费力量的核心，中国未来消费市场的状况如何很大程度上掌握在女性消费者手中”[17]。与上述观点不同，有学者发现家庭用于孩子的消费支出(人力资本投资)存在明显的性别差异，女孩往往受到歧视。例如，Schultz利用跨国数据研究发现，女孩入
学的价格弹性和收入弹性都比男孩高[18]。Garg和Morduch发现，加纳的低收入家庭中，存在对女孩营养摄入的歧视[19]。中国家庭(尤其是农村家庭)依然主要依靠儿子养老，因此，拥有较多儿子的家庭可以适当减少储蓄以支持消费欲望，而纯女户家庭则不得不缩减消费以期持有足够的储蓄以防老无所依。因此，中国人口性别比例的变化是否会影响居民消费率，是提高还是降低居民消费率?这些问题的答案目前尚不清楚。中国部分家庭非法的胎儿性别鉴别行为导致新生人口的性别比例出现失衡，本文将人口性别比例变动纳入到研究中，尝试分析其对居民消费的影响。
本文与之前的研究存在以下不同：第一，从生命周期储蓄率模型出发，利用国民收入核算恒等式逆推出了居民消费率模型，并将各潜在影响因素考虑进来，使模型兼具传统消费模型和储蓄模型的优点。第二，在消费率模型加入了“性别比”指标，以检验人口性别结构变动对居民消费率的影响。第三，通过系统GMM估计方法，克服了模型可能存在的内生性问题。
邱俊杰等：人口年龄结构、性别结构与居民消费中国人口·资源与环境2014年第2期2模型设定及数据描述
2.1基本模型
Modigliani和Cao的模型中国民储蓄率S/Y与长期收入增长率的关系如下：
S/Y=△W/Y≡w△Y/Y≡wg(1)
对于任何一个给定的g，国民财富与国民收入成比例，即W=wY。w为常数且独立于收入，但它可能依赖于收入增长率g=△Y/Y。只要收入的增长率非常稳定，生命周期模型暗含的储蓄函数可以表述如下：
S/Y=s0+s1g+e(2)
式中：s0近似地等于0，s1显著为正，e为随机误差项，满足独立同分布条件(iid)。
按收入法计算的国民收入核算恒等式为Y=C+S+T+Kr，它在数量上与支出法核算的国民收入相等。其中Y为国民收入，C为消费，S为储蓄，T为政府净收入，Kr代表本国居民对外国人的转移支付。恒等式两边同时除以Y并通过移项得：
C/Y=1-S/Y-(T+Kr)/Y(3)
将等式(2)带入等式(3)可获得：
C/Y=1-(s0+s1g+e)-(T+Kr)/Y(4)
通过合并整理，可获得等式(5)：
C/Y=[1-s0-(T+Kr)/Y]-s1g-e(5)
令β0=[1-s0-(T+Kr)/Y]，β1=-s1，ε=-e，等式(5)可以简化为：
C/Y=β0+β1g+ε(6)
式中：β0>0，β1<0，ε为iid。根据上文的分析，居民消费率模型应包含人口年龄结构、性别结构变量以反映人口结构变化对居民消费率的影响。因此，在模型中加入反映人口构成的变量：少儿抚养比(YD)和老年抚养比(OD)和性别比(Sex)，这三个变量的定义如下：少儿抚养比为儿童人口/劳动人口，老年抚养比为老年人口/劳动人口，性别比由男性人口/女性人口表示。本文的基本模型表述如下：
CRit=β0+β1git+β2YDit+β3ODit
+β4Sexit+ui+εit(7)
式中：下标i代表地区，t代表时间，ui表示不可观测的地区个体效应，CRit表示i地区居民在时期t的消费率。
2.2扩展模型
本文的扩展模型再将地区通货膨胀率(INF)、实际利率(IR)和城乡收入比(URR)、工业总产值占GDP的比重(IND)和财政支出占GDP的比重(FIS)等因素纳入研究中，以考量物价波动、城乡收入分配差距等潜在因素对居民消费的影响。根据上述定义，扩展模型表示如下：
CRit=β0+β1git+β2YDit+β3ODit+β4Sexit+β5INFit
+β6IRit+β7URRit+β8INDit+β9FISit+ui+εit(8)
2.3动态模型
居民的消费行为会受到消费习惯的影响，表现出很强的惯性(inertia)。通常以消费(储蓄)率滞后一期代表居民的消费(储蓄)习惯[20-22]，因此，通过加入滞后一期居民消费率将上述静态模型扩展为动态模型，并运用动态面板GMM估计方法来克服模型的内生性和消除可能存在的识别性偏误。考虑了习惯后的动态模型基本形式如下：
CRit=β0+λCRit-1+∑βX+ui+εit(9)
式中：CRit-1为地区i的居民在t-1期的消费率，X表示与静态模型相对应的解释变量。由于动态面板模型中包含了滞后期被解释变量，所以模型可能存在内生性问题，必须使用工具变量法进行估计。Anderson和Hsiao提出，在一阶差分消除随机效应后，可以用滞后被解释变量更远的滞后期或者被解释变量的差分作为动态面板模型中滞后被解释变量的工具[23]。Arellano和Bond借鉴了这种思想并注意到还可以获得更多的工具变量，由此发展出差分广义矩(differenceGMM)估计方法[24]。然而，这种估计存在一定的缺陷，差分转换会导致一部分样本信息的缺失，并且当被解释变量高度自相关和个体效应波动远大于常规干扰项的波动时，估计的有效性较差。系统广义矩(systemGMM)估计由于同时利用了差分和水平方程的信息而比差分方程更有效[25-26]。这种有效性建立在新增工具变量整体有效的基础之上。动态识别中通常使用Sargen检验或Hansen检验来判断模型是否过度识别，而Hansen差分检验可用于检验工具变量集是否外生。由于经过了差分转换，所以残差项必定存在一阶自相关，但如果不存在二阶自相关，则不能拒绝原模型不存在自相关性的原假设。本文将使用两步系统广义矩方法对动态模型进行估计在对标准误进行调整后，两步估计优于一步估计，因此，实践中一般使用两步估计。。
2.4数据来源及描述
本文的数据来自于中国大陆地区1991-2011年的省际面板数据，由于统计年鉴中缺少重庆1997年之前的数据，西藏自治区的一些统计数据也存在较大程度缺失，所以本文的分析没有将这两个地区包括在内。居民消费率(CR)由各地区居民消费水平与各地区人均GDP之比计算得出，各地区工业总产值占各地区GDP的比重(IND)和各地区财政支出占各地区GDP的比重(FIS)均通过类似方式计算得出。居民消费、地区GDP、地区工业总产值、名义利率、消费价格指数和财政支出的数据均来自《新中国六十年统计资料汇编》，部分省份(直辖市)的数据来自2009-2012年《中国统计年鉴》。城镇居民人均可支配收入的数据1991-2001年的部分取自于《1990年以来的中国常用人口数据集》[27]，其余部分及农村居民人均纯收入的数据均来自1992-2012年的《中国统计年鉴》。少儿抚养比、老年抚养比和性别比1991-2001年的数据来自《1990年以来中国常用人口数据集》，2002-2008年的数据取自2003-2006年的《中国人口统计年鉴》和2007-2012年的《中国人口和就业统计年鉴》。各地区养老保险投保人数和第二、三产业从业人员数来源于2001-2012年《中国统计年鉴》，其中由于2007年《中国统计年鉴》没有统计年末各地区养老保险投保人数，因此该年的年末养老保险投保人数和相应的第二、三产业从业人员数分别从各省(直辖市)的统计年鉴中获得。
各变量的定义及描述性统计值见表1、表2。表2的描述性统计显示，地区间居民消费率、少儿抚养系比、老年抚养比和性别比在样本期内呈现显著差异。少儿抚养系数
sign居民消费率4地区居民消费水平占地区人均GDP的比重4人均收入增长率4实际人均GDP增长率4+少儿抚养比40-14岁人口占15-64岁人口的比例4不确定老年抚养比465及以上人口占15-64岁人口的比例4不确定性别比4男性人口/女性人口(女性=100)4不确定工业/GDP4地区工业产值占地区GDP的比重4-财政支出/GDP4地区财政支出占地区GDP的比重4+城乡收入比4城镇居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入4-通货膨胀率4地区居民消费物价指数-1004不确定实际利率4名义利率-地区通货膨胀率4不确定养老保险覆盖率4养老保险投保人数/第二、三产业就业人数4+
3估计方法与结果
3.1基本模型
表3中第1和2列给出了基本模型(7)的估计结果，Hausman检验的P值为0.98，选择随机效应模型。在控制其它变量的情况下，人均收入增长率g每上升1%，居民消费率将下降约0.15%，少儿抚养比下降1%将导致居民消费率下降0.13%，老人抚养系数上升1%将引起居民消费率下降0.57%，性别比的系数在随机效应和固定效应估计中均不显著。因此，从基本模型的估计结果看来，经济增长率和少儿抚养比对居民消费的影响很好地符合了生命周期模型的预期，而老年抚养比对居民消费率的影响则更好地支持了关于老年人口具有很强遗赠动机和预防性储蓄动机的观点。
3.2扩展模型
扩展模型在基本模型中进一步加入工业产值占GDP比重(IND)、财政支出占GDP的比重(FIS)、城乡收入比(URR)、实际利率(IR)、通货膨胀率(INF)和养老保险覆盖率(PCR)等潜在解释变量以检验上述基本模型识别的稳健性。扩展模型(8)的估计结果见表3第3、4列，Hausman检验的P值为0.002，选择固定效应模型。人均收入增长率、少儿抚养系数和老年抚养系数的参数符号均与基本模型相同但少儿抚养比的系数在扩展模型中变得不显著了，人口性别比系数仍不显著。新增解释变量中，城乡收入比(URR)、工业/GDP(IND)和养老保险覆盖率(PCR)对居民消费率的影响显著，然而城乡收入比(URR)系数符号并不符合理论预期。工业/GDP的上升降低了居民消费率，养老保险覆盖率(PCR)的提高则有助于提升居民消费率。
3.3动态模型
基本模型和扩展模型均没有将居民消费习惯的影响考虑在内，可能存在遗漏重要变量偏误。为了克服遗漏变量偏误，本文用滞后一期的居民消费率作为消费习惯的代理变量，将静态模型转为动态模型。分别利用差分和系统广义矩方法估计了动态模型(9)，结果见表4第2-5列。二阶自相关检验结果显示，原模型残差不存序列相关。在Sargan检验表明，差分广义矩(一步和两步)所使用的工具变量集整体上无效，而系统广义矩(一步和两步)所使用的工具变量集外生且整体上有效。因此，主要分析系统广义矩的估计结果。动态模型中，城乡收入比(URR)、工业/GDP和养老保险覆盖率(PCR)的系数都不显著，说明城乡收入差距、工业储蓄增加并不是居民消费不足的主要原因，这与以往的研究结论存在一定差异。养老保险覆盖率变得不显著，说明现阶段我国养老制度还不完善，居民对现有的养老保障水平缺乏信心，仅仅单方面提高养老保险覆盖率并不能解决居民的后顾之忧，从而无法真正有效地提升居民消费率。
作者：邱俊杰 李承政
摘要：城镇化与人口老龄化同时作用于居民消费结构变动，研究表明这种双重作用在农村居民和城镇居民之间具有一定的差异性，农村居民具有较高的消费差异辨识，城镇居民差异辨识度则较低，需要针对城乡差异采取不同措施。可支配收入水平在很大程度上决定了城乡居民消费结构的差异性，以工资性收入和经营性收入为主要来源的主体收入决定了消费中的主要方向和层次。
關键词：居民消费结构;城镇化;年龄结构;收入来源;灰色关联度
一、引言与文献回顾
城镇化与人口老龄化是当下甚至之后相当长时期内四川省所面对的一种客观实际，也是相关政策制定必须考虑的背景，在提高内需拉动国民经济增长的背景下，研究二者与省内城乡居民消费结构变动之间的关系具有重要的实际意义。
雷潇雨和龚六堂(2014)认为城镇化与消费需求变化有着天然的内在联系。一是城镇化通过产业结构变化、集聚形成规模经济，提升居民就业和对农产品的市场需求，提高居民的可支配收入，按照经济学理论，收入提高会带来消费水平的提升和消费结构的升级优化。二是提高城镇化水平能够改善城乡居民消费结构以及带动农村居民消费习惯向城镇居民靠拢，杜森贝里的相对收入理论认为攀比的心理会造成消费的“棘轮效应”。三是新增加的城镇化人口由于可以享有比之前更高的社会保障水平和完善的保障制度，储蓄会降低，提升对享受型和发展型消费品的需求。
朱勤和魏涛远(2016)的研究表明，在消费者生命周期中，衣着、居住、交通通讯消费属于“年轻偏好”显著的消费支出，而医疗保健、生活用品和服务属于“老年偏好”明显的消费支出。根据曾毅和李玲(2006)的研究，老年人人均医疗费用支出是成年人的3～5倍，人口老龄化会显著增加对医疗保障支出的需求。同时，随着人口的老龄化，预防性需求也使储蓄率上升，对消费产生负面冲击。少年人口增加作为纯消费者增加了居民家庭的消费支出，消费水平上升，同时抚养支出集中于衣着、食品和教育。李余和詹懿(2013)的研究表明四川省人口老龄化加速对四川经济发展带来一定程度的不利影响，李德山和唐喆(2015)对1982-2011年的实证表明四川省人口老龄化造成随着人均收入水平增长带来的消费水平的增长速度下降，也影响了消费结构。
收入是影响居民消费最为重要的变量，根据美国经济学家弗里德曼的消费函数理论，消费者的持久消费与持久收入之间存在固定的比例关系，持久消费是家庭长期计划中的正常消费。对消费者来讲，基本生存型支出就应该属于正常支出，其主要由比较稳定的收入来源决定，发展和享受型支出在收入水平提升之后，才可能成为长期计划中的消费。财产性收入往往作为主要收入来源的一种补充，经常被用于享受型消费支出。张慧芳和朱雅玲(2017)对我国1992年至2015年的研究发现，在国家层面，收入结构确实对消费结构产生不同影响，其中，工资和转移性收入主要影响生产型消费支出，对发展型消费支出影响其主要作用的是工资性收入，享受型消费主要由经营性和转移性收入决定，财产性收入对发展和享受型支出产生影响。
现有研究为本课题的研究提供了丰富的背景和研究借鉴，但存在如下诸多不足：第一，基于宏观较多，多集中于国家层面或省级层面，不能体现更为微观的区域差别;第二，现有研究没有将人口结构变动、城镇化与消费结构三者做统一研究，在我国现有的背景是，人口老龄化与城镇化同时进行，二者的并存将对城镇居民和农村居民消费结构产生叠加效应，对不同地区消费结构的影响将因二者水平的不同而出现差异。
二、实证分析
1. 变量与数据处理
消费结构分别使用居民总消费中8类支出的比例表示。城镇化水平的提高代表城镇人口数量的增加，城镇人口在总人口中的比例是衡量城镇化发展程度的重要指标，因此本文中城镇化率使用城镇常住人口与本地区总常住人口的比值表示。人口年龄分成4组，采用乐山统计口径结构0～17岁、18～34岁、35～59岁和60岁及以上，四组年龄类别可以更为细致考察消费的年龄特征。收入来源按官方统计口径可以分成工资性收入、经营净收入、财产性收入与转移性收入四类。以上数据均采用2004年至2016年，因2010年人口年龄构成数据缺失，因此共12年数据。城镇化率数据来源于四川统计年鉴，其他数据都来源于乐山统计年鉴。
鉴于微观区域的数据可获得性特点，缺乏支撑回归分析的长时期时间序列以及相关的截面数据，本文使用灰色关联度分析法以弥补数据的不足。灰色关联度可以度量系统之间或系统内因素之间的关联性大小，可以直接反映系统中各因素对目标值的影响程度，关联度越高影响越大。因数值计算量较大，下文以农村居民食品支出与各因素之间的关联度为例展示具体的计算步骤和过程，后文再直接给出城镇与农村居民各种支出的关联度矩阵。
2. 参考序列与比较序列
根据本文的研究目的，选取消费结构为参考序列，城镇化、人口年龄结构和收入来源结构为比较序列，建立一个原始序列矩阵x0。以乐山城镇居民食品支出为例，将其设置为参考序列，城镇化、各人口年龄组和各收入来源结构分别设为x1、x2、…x9作为比较序列，各序列在时间点的观测数据设为xi(k)，本文中，i=0，1，2，…，9，k=1，2，…，12，因此xi组成一，10×12的原始矩阵X，之后对其进行无量纲化处理。
3. 关联系数
首先使用Δi=|xi(k)-x0(k)|计算各比较序列与参考序列的绝对差值，其中i=1，2，…，9，得到一个新的矩阵，然后计算比较序列与参考序列每个对应元素的关联系数ζi(k)，关联系数计算公式为：
ζi(k)=
其中|xi(k)-x0(k)|=0|xi(k)-x0(k)|=3.90。ρ为分辨系数，本文采用研究中的惯常取值0.5。
使用上述公式计算关联系数矩阵如下：
ζ=1 0.89 0.87 0.87 0.84 0.82 0.78 0.75 0.73 0.71 0.70 0.671 0.86 0.99 0.99 0.99 0.98 1 0.99 1 0.98 0.97 0.961 0.84 0.99 0.99 0.99 1 0.95 0.97 0.97 1 0.99 0.991 0.84 0.93 0.93 0.90 0.89 0.83 0.83 0.83 0.82 0.82 0.811 0.81 0.92 0.91 0.90 0.88 0.81 0.79 0.77 0.74 0.71 0.691 0.93 0.92 0.93 0.92 0.89 0.79 0.76 0.75 0.75 0.71 0.711 0.96 0.98 0.99 0.98 0.99 0.96 0.96 0.94 0.97 0.90 0.911 0.95 0.89 0.92 0.80 0.83 0.82 0.90 0.91 0.84 0.63 0.581 0.99 0.99 0.88 0.77 0.72 0.60 0.57 0.52 0.50 0.34 0.33
4. 关联度
通过上述关联系数矩阵可以测度每个比较序列与参考序列之间的关联度ri，其测度公式为：ri=ζi(k)，即取每个比较序列与参考序列每个对应元素关联系数的均值，测算结构得出农村居民食品支出与其他影响因素的关联度序列为ri=(0.80，0.98，0.97，0.87，0.83，0.84，0.96，0.84，0.68)。
使用同樣的方法可以测算农村和城镇其他类型支出与城镇化、人口年龄结构和收入来源结构之间的关联度(如表1所示)。
5. 实证结果分析
第一，农村居民消费结构变动的影响因素。城镇化对农村居民衣着类、生活用品类和文教娱乐类消费支出具有最大的影响程度，说明城镇化对农民支出产生了明显的“示范效应”，城镇居民的着装、家庭用品和闲暇休闲等外在生活质量的提升被农村居民所效仿和追随，“入乡随俗”使农村居民更为关注“邻里比较”。这与城镇化对全国居民消费的影响一致。城镇化对农村居民的医疗保健、居住、交通通讯支出变动的影响相对要小，原因可能在于城镇与农村之间的社会保障制度差距有关。城镇化对农村居民食品消费支出影响最小，原因可能在于城镇居民在食品支出中无法发挥“示范效应”，城乡具有类似的食品结构。可以看出，城镇化对乐山农村居民消费结构的影响基本与全国层面的研究结论一致，基本验证了假设1的成立。
在年龄结构中， 0～17岁以及18～34岁人口对农村居民食品支出影响最大，35～59岁和60岁及以上人口对生活用品支出变动影响最大。与一般认识不同的是，60岁及以上人口对医疗保健支出变动的影响并不是最大的，按关联度数值来看反而是最小的，关联度数值最大的是0～17岁人口，单纯从数值看，四类年龄人口对医疗保健支出变动的影响程度相差无几，对文教娱乐支出变动影响最大的却是60岁及以上人口，这明显与全国水平的研究不同。乐山农村居民消费结构与年龄结构的关联度表明其部分符合假设2。
在收入来源结构中，工资性收入对生活用品、衣着和文教娱乐消费支出变动影响较大，关联度明显高于其他类型来源的收入，这与农村居民收入中工资性收入比例的不断增长，逐渐成为主要收入来源。从数据看，农村居民工资性收入从2004年的人均995元上涨到2016年的6385元，占可支配收入比例从34%上升为50%，而同期曾经作为最主要收入来源的家庭经营净收入占比从61%下降为31%。经营净收入对食品支出变动影响最大，这与这一类型收入在农村居民可支配收入中的历史地位有关，也反映出这仍是农村居民维持基本生活条件的最为重要保障。财产净收入对文教娱乐、生活用品等影响程度较高，转移净收入则对生活用品和衣着支出变动影响较大，但从关联度数值看，这两类收入来源对各类消费支出的重要性几乎处于同一层次。总体来看，在所有收入来源中，转移净收入对农村居民消费支出的影响程度是最低的。本文的实证结论基本上与假设3一致。
第二，城镇居民消费结构变动的影响因素。从影响程度上看，城镇化对城镇居民消费支出变动影响最大的是衣着和医疗保健，之后依次是食品、生活用品、交通通讯、文教娱乐类消费支出，最小的是居住支出的变动。但从关联度数值看，城镇化对各类消费支出变动的影响程度并没有非常大的差异，都是非常高的，这种特征也表现在年龄结构关联度中。整体看，四组年龄人群都对八类消费支出变动就有非常大的影响，关联度数值都很高，最大差异也仅为0.04。收入来源结构中，除财产性收入之外，其他来源收入与八类消费支出变动的关联度也非常高，而且同一个因素之间的数值差异也非常小。财产净收入与八类消费支出变动的关联度显著地小于其他三类收入，关联度都在0.66左右，说明财产性收入对城镇居民消费变动的影响程度也比较低，这与财产净收入在可支配收入中的低比重有关，2016年乐山城镇居民的这一比重为7%。因此，从关联度整体上看，城镇化、人口年龄结构和收入来源在影响乐山城镇居民消费支出变动中几乎具有同样重要的作用。
三、建议
1. 消费结构的优化以可支配收入提高为前提。在低收入水平上，消费结构只能是低质量的重复没有改善的空间和条件，随着收入水平的提高，在满足衣食住行基本需求之外，才能谈得上提升质量和改善结构。收入增长对消费结构优化的重要性也凸显了经济增长对居民生活质量提升的决定性作用。
2. 在提高整体可支配收入的过程中注重提升分项收入。增加农村居民的工资性收入，将城镇化作为提升农村居民工资性收入的重要依托，切实提供多渠道的农村居民就业，增强技能培训效能。完善农村居民社会保障制度，包括基本养老保险、医疗保险等，稳定并逐步提升转移收入水平。提升居民财产收入途径，现期乐山市农村居民的财产性收入很低，2016年人均仅有214元，占人均可支配收入的2%，分别略低于四川省的269元和2.4%的水平，较低的财产性收入无法对农村居民的消费水平和结构带来太大的影响，提升居民的金融市场参与度，丰富财产性收入的来源渠道，让农村居民更好地分享国家经济发展的红利，从而进一步优化农村居民的消费结构。注重转移性收入对城镇居民消费的影响，适当增加转移净收入。
3. 以新型城镇化建设为契机，提升消费质量。城镇化是对乐山城镇居民消费结构的重要因素，同时使农村居民消费结构向城镇居民靠近。为进一步发挥城镇化的作用，需要继续促进城乡融合，打破“二元”结构，尤其是逐步建立统一的城乡社会保障机制，例如医疗、住房、养老、失业等制度，消除抑制农村居民消费结构升级的障碍，进一步打开消费空间和促进消费向更高层次发展。
4. 针对不同年龄阶段，优化消费结构，尤其是积极应对人口老龄化。人口年龄结构对农村居民消费结构的影响具有较大的差异性，对城镇居民消费结构的影响差异性较弱。有针对性的采取不同措施以满足不同年龄人口的消费需要，主要以满足老年人衣着、生活用品、文教娱乐需要为主，劳动人口的则以发展与享受型消费为主，少儿则以食品和衣着为主。
参考文献：
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[6]张慧芳，朱雅玲.居民收入结构与消费结构关系演化的差异研究——基于AIDS扩展模型[J].经济理论与经济管理，2017(12).
*基金项目：2018年乐山市哲学社会科学规划课题“乐山市居民消费结构变动实证研究”，课题编号：SKL2018C22。
(作者单位：乐山师范学院数学与信息科学学院)
作者：于恩锋
摘 要：一国人口的结构会对该国经济、社会等各个方面都产生很大的影响。对我国人口的年龄结构特征和变动趋势分析，研究其对我国消费结构的影响，从而为更好的发展我国消费市场，提出针对性的建议和对策。
关键词：人口结构；消费结构；老龄化
1 我国人口总量与结构变动状况
中国人口变动包括人口总量变动和人口结构变动，二者都是影响消费及其结构变动的基本参数。
（1）人口总量及增长率。根据2005年全国百分之一人口抽样调查资料，2005年我国总人口达到130756万人，比第五次人口普查多增人口4013万人，平均每年增加802.6万人，年平均增长率为0.63%。主要原因是同期人口出生率下降1.6个千分点，在人口死亡率基本稳定的情况下，人口自然增长率下降1.8个千分点，人口再生产类型已由过去的“高出生、低死亡、高自然增长”向“低出生、低死亡、低自然增长”转变。
（2）人口结构变动。人口年龄结构是人口结构的重要内容之一，反映人口的基本构成，对消费有较大的影响。根据2005年全国百分之一人口抽样调查资料绘制的我国2005年人口金字塔（图1），可看出我国人口年龄结构的几个特征。（1）55岁以上各年龄组分布均匀，基本上反映了解放前人口低增长的状况。（2）50~54岁年龄组出现了一个较小的驼峰，反映了新中国成立初期人口小幅增长状况。这是新中国成立以来第一次人口增长高峰形成的结果，其后因受三年困难时期的影响，人口出生率下降，导致45~49年龄组人口的相对减少。（3）30~44岁年龄组出现了一个比较明显的驼峰，而且持续的时间比较长，这是“文革”时期人口失控导致的第二次人口增长高峰。（4）10-19岁年龄组出现了一个很明显的驼峰，这是人口惯性作用造成的第三次人口增长高峰。其后，由于人口控制比较好，各年龄组人口呈递减之势。
2 人口消费结构分析
消费结构是指人们在生活消费过程中，所消费的各种消费资料（包括劳务）的组合的比例关系。随着消费市场化程度的提高，消费结构中不通过交易关系或通过不完全的交易关系取得的消费资料（包括服务）在全部消费资料中所占的比重会越来越低，从而消费支出结构会越来越接近消费结构。同时，由于消费支出结构是通过货币支出反映消费结构，从而便于进行统计分析，因此在后面的消费结构研究就是指消费支出结构的分析。
居民消费结构的变化反映了居民消费质量、档次的变化。消费结构是衡量居民消费水平的重要标准，也是居民消费观念、消费文化、消费模式的集中体现。随着城乡居民收入水平的普遍提高，我国城乡居民消费结构有了明显改善。
第一，城镇居民食品、衣着消费支出比重逐年下降。恩格尔系数由1995年的0.51降到2005年的0.37；农村居民该类支出呈现同样的变化趋势，恩格尔系数由1995年的0.59降至2005年的0.46。说明城乡居民生活水平有了一定程度的提高，城镇居民生活水平总体上达到小康。
第二，城镇居民居住消费支出比重增幅较大。由1995年的7.08%上升到2005年的10.18%，10年间增加了3.10个百分点，这主要是受住房改革和房价上涨的影响。与城镇不同，农村居民从未享受过福利分房待遇，住房消费一直是农村居民消费支出的重点仅次于食品消费支出，同时随着农村越来越多的人口迁入城市定居，使得农村居民该项支出还有着下降趋势。1995~2005年的10年间，农村居民住房消费支出比重在17%左右波动，而在2005年降至16%
第三，在家庭设备用品和服务方面，城镇、农村居民消费支出比重都出现了下降，均下降了2.7%，这反映了近年来城乡居民的生活水平普遍提高，但二者出现变化的原因又不完全相同。城市耐用消费品市场基本饱和使其该项支出比重下降，而农村主要是因为较差的消费环境在一定程度上制约了该项消费支出。
第四，其他各项消费支出比重逐年提高。其中城镇和农村居民的交通通讯费都保持着较大幅度的提高，这与近年来我国居民的流动性越来越大，以及我国通讯市场的快速发展都有着密切的联系。同时，城镇和农村居民医疗保健支出比重也提高较快，由1995年的3.11升到2005年的7.56，反映了医疗体制改革和健康消费观念变化对城镇居民消费行为的影响。另外，城镇居民文教娱乐消费支出比重明显提高，由1995年的8.84%增至2005年的13.82%，列消费支出各项的第二位。说明近年来高校教育体制改革使得居民该项支出大大增加，而助学贷款制度的普及，使其对城镇居民的影响要大于贫困生较多的农村。
3 人口年龄结构变动对消费的影响
人口的总量变动对消费的影响主要体现在宏观层面上，而人口结构变化对消费的影响则更多体现在微观层面上。中国2005年人口金字塔直观、形象地反映了人口年龄结构。其对消费产生的作用，具体表现在：
（1）0~14岁组人口，即少年儿童数量的减少，将促使儿童教育消费市场的结构性调整。由于我国的人口控制政策，20~29岁间的我国第一批独生子女开始进入繁衍下一代的阶段，这就使得我国儿童数量的骤减，已经导致了幼儿园、小学生源急剧萎缩的现象。这会限制我国儿童教育消费市场规模的发展，从而促使其进行结构性调整，朝着高端发展。
（2）15~29岁组人口，即青年人数将骤增，推动了高等教育消费市场的发展。15~19岁年龄组的驼峰作用对当前消费有着明显的影响，主要表现在：一是高等教育消费需求扩大。就学人数增加，对高等教育招生能力和未来就业形成压力。同时，在当前高等教育体制改革的情况下，势必会大大增加家庭的教育支出，从上面分析的数据中已经反映出来。二是学生用品市场活跃。学生人数的增加，推动了电脑、复读机、文具、体育用品、书籍、音像制品等学生用品市场的发展。
20~29岁组的人口数虽然不多，但其独特的时代特点也对我国消费结构产生了比较大的影响。这部分人口是我国的第一代独生子女，完全成长在改革开放时期，其性格独立，消费观念开放，消费欲望旺盛。即使他们刚走上社会，开始工作，经济能力不强，但其较宽裕的家庭背景为其提供了有力的经济支持。首先，他们是各种电子产品的主力消费人群，如电脑、mp3、mp4等，其较强的接受新事物的能力也促进了电子产品的迅速更新换代。其次，这部分人群更注重生活的质量，愿意为更美好的体验而付费，从而拉动了旅游、健身、电子商务等新兴市场的发展，对服装、食品等传统市场的升级也有拉动作用。再次，这部分人口已经或即将进入婚嫁阶段，这对房产、耐用品市场也会有一个很大的刺激作用。
（3）30~44岁年龄组的人口，即中年消费主力形成，将拉动消费的快速增长。他们大部分已经成家立业，是劳动力的主力军，一般有了比较稳定的收入来源和相对较高的收入水平，他们的消费方式和消费观念对整个社会消费有着比较大的影响。改革开放使他们的思想观念、受教育程度、行为方式都与过去的中年人有所不同。从消费来看，一方面他们对子女的教育投资比较重视，由此可以促进学生用品市场的扩大，提高教育消费的支出；另一方面，由于有一定的收入能力和新的消费观念，他们更乐于为提高生活质量而进行消费，比如住房投资、社交支出、交通通讯工具的购买等，从而在一定程度上决定了社会消费总量和消费结构的变化。同时，这部分人有更强烈的投资意愿，对拉动我国的投资和金融市场有着巨大的作用。我国近几年来房地产和股票市场的火爆，就明显的反映了这点。
（4）人口老龄化逼近，预示老年消费市场的潜力巨大。关于人口群年龄结构基本类型的划分，按照国际通用的标准可以概括为三种：年轻人口型、成年人口型、老年人口型。当少年儿童人口比（0~14岁的少年人口占总人口的比重）在40%以下，同时老年人口比（65岁人口占总人口的比重）在5%~10%，年龄中位数在20~30岁时属成年型人口。按这个标准进行衡量，目前我国人口结构属典型的成年人口型，但已经逐渐向老年人口型过渡。特别是50~54岁年龄组形成的驼峰，加快了我国人口老龄化的进程。这种年龄结构的变化趋势将会对有关老年人口的消费品和消费服务提出较强的需求，尤其是在医疗保健上的支出会增加，并进而引起消费市场的多元化和复杂化，迫切需要社会服务系统、社会保障系统进一步完善以适应老龄社会的到来。
4 总结与对策
通过以上的分析，我们可以看出，我国人口年龄结构对消费结构的影响主要有以下方面：
（1）少年儿童人口的减少，主要影响儿童用品市场和初级教育市场的消费，抑制了相关产业的规模的同时促使其结构升级；
（2）青年人口的增加主要扩大了高等教育消费，同时也该人口开放的消费观念会促进电子、电子商务等高科技产业的发展，以及新型服务行业的兴起；
（3）巨大数量的中年人口，是社会消费的主力，他们稳定的经济实力会促进中高端消费市场的扩张，同时，他们强烈的投资欲望，会带动固定资产投资市场和金融市场的发展。
（4）我国人口逐步进入老龄化阶段，这必定会促进老年人消费市场的开发和发展。
从我国的人口年龄结构的特点及其对消费结构的影响，笔者提出以下市场和产业调整策略：
①大力发展服务业，以满足不同层次的需求。根据我国青年的消费特征，我国服务业应该朝着个性化、多元化、时代感强的方向发展，以满足其对个性、新奇的偏好；在服务方式上，也多运用科技手段，一方面可以减少成本，另一方面，符合现代青年的生活方式。根据中年人的需求，服务业可以以提高服务的质量和档次为己任，最大限度的满足中年人对舒适体验及彰显身份的需求。
②发展农村商品市场。农村居民的消费能力提高了，但其相对闭塞的消费环境抑制了消费。因此，在城镇商品市场已经基本饱和的情况下，农村市场则有着广泛的发展空间。
③大力开发老年人市场。人口老龄化是人类社会进步、文明、发达的重要标志之一，但也必须正视人口老龄化带来的诸多问题，及其对人类生活所产生的重大影响。但仅仅从消费的角度来说，在我国，老年人市场还是一个较大的空缺，很多传统行业都没有专门针对老年人的商品和服务。因此，开拓老年人市场不仅是很必要的，而且是很急迫的。
参考文献
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［5］刘险峰.我国产业结构和消费结构协同发展的实证分析［J］.消费导刊，2007，（5）.
作者：陈 聪 才亚丽
作者简介：付波航，博士生，主要研究方向为发展经济学、国际经济学。
通讯作者：方齐云，博士，教授，博导，主要研究方向为发展经济学、国际经济学。
① 2010年，美、日、德、英、俄、印度等国同期居民消费率分别为71%、59%、57%、64%、50%、56%。
摘要 伴随改革开放30多年来的经济增长，我国的城镇化进程不断加快、人口年龄结构也在悄然发生变化，然居民消费率却不断下降。文章基于中国29个省份1989-2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究。使用动态面板一步系统GMM估计发现：城镇化水平与我国居民消费率呈正向关系，城镇化水平每提高1%，居民消费率就增加0.04%，城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域等途径间接地提高了总体消费水平，预计这一正向作用还会增强;生命周期理论在我国部分成立，少儿抚养比的下降降低了我国居民消费率，人口老龄化的加速也阻碍了我国居民消费率的提升，因而我国人口年龄结构的变迁是居民消费率下降的原因之一;总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构的负向作用所抵消，加之中国居民存在消费惰性，这些都有助于解释消费率的持续下降。基于此，本文还就如何扩大内需提出了几点建议。
关键词 居民消费率;城镇化;少儿抚养比;老年抚养比
改革开放30多年来，我国一直保持着年均近10%的经济增长率。但是，我国居民消费占GDP的比率即居民消费率却呈长期下降的趋势。数据显示，我国居民消费率从1981年的52.47%下降到2010年的33.80%，平均每年下降1.48%，居民消费率持续下降并远低于50%，意味着我国经济增长中居民消费的贡献在减少，不仅如此，与世界上其它主要经济体相比，我国居民消费率也明显偏低①。居民消费不足故而依靠投资推动、出口拉升的经济增长模式必定是不可持续的，与此同时，这种不均衡的宏观经济形态也不利于我国经济结构优化和资源合理配置。因此，研究我国居民消费率下降的原因并找到提高我国居民消费率的路径，对于解决我国消费不足和实现内需扩大、经济转型具有重要意义。
关于我国居民消费率下降即消费不足之谜，国内外大量文献已分别从不同角度给予解释。不少学者认为，社会保障系统的不完善导致中国居民采取预防性储蓄，是造成中国现阶段总体消费不足的原因之一[1-2]。袁志刚等[3]从收入分配不均的角度出发，认为高收入者的高遗赠储蓄倾向是造成我国消费不足的原因。根据莫迪利安尼的生命周期假说(LifeCycle Hypothesis，简称LCH)，一国劳动人口比重与社会总储蓄率成正比，儿童和老年人口与总储
蓄成反比即与消费成正比。同样，Neher的家庭储蓄需求模型(Household Saving Demand Model，简称HSDM)也表明，人口年龄结构也是影响消费率的一个重要因素[4]。自1982年我国确立计划生育为一项长期基本国策以来，我国社会的人口年龄结构发生了巨大变化，劳动年龄人口(15-64岁)和老年人口(65岁以上)占总人口的比重不断增加，而少儿(0-14岁)的比重在减少，鉴于此，国内不少学者开始研究人口年龄结构与居民消费率之间的关系：王德文等[5]基于Leff模型的回归发现，少儿抚养比下降会增加储蓄率而降低消费率，而人口老龄化会减少储蓄增加消费;王金营等、张乐等[6-7]认为，老年抚养比与消费率呈反向变动关系，人口老龄化会降低未来消费水平和消费比率;李文星等[8]研究表明，人口年龄结构变动并非导致中国目前居民消费率过低的原因;康建英[9]使用黄金年龄人口(35-55岁)来表征人口年龄结构，黄金年龄人口比例越大，消费水平越低。
以往文献虽然考虑了人口年龄结构的变化，但却忽略了我国城镇化加快这一外界居民消费环境或制度变迁对居民消费率的影响。改革开放30多年以来，我国城镇化水平不断提高，年均增长率达3.26%。城镇化可通过：①转移农村剩余劳动力、提高农民收入;②改变农村人口的消费方式、提高他们的消费倾向;③带动第三产业创造更多就业、拓展消费领域等三条途径来提升总体消费水平[10]。城镇化还通过改变消费习惯和观念、对居民消费产生示范效应
它是指消费者的消费行为要受周围人们消费水准的影响，农村转移人口的消费行为易受城市人口的影响，低收入者的消费也易受高收入者影响而“打肿脸充胖子”。
和累积效应等机制来提高最终消费水平和消费率[11-12]。笔者认为，城镇化对居民消费率的作用机制主要表现在宏观和微观两个方面：宏观上，城镇化的加速发展使得农村剩余劳动人口向城市转移，增加了社会就业和国民收入，从而增加社会总消费;微观上，城镇化伴随着劳动力从农村向城市转移，而城市人口有着更强的消费欲望和消费倾向，因此从微观行为来看城镇化也有助于消费率的上升。城镇化、人口年龄结构与居民消费率的关系如何?在前人理论分析和实证研究的基础上，本文对城镇化、人口年龄结构与居民消费的关系作进一步实证分析，试图回答上述问题，并为我国制定扩大内需的经济政策提供参考。与前述文献相比本文有两个特点：①考虑了城镇化这一人口制度性变迁和整个外界消费环境的变化，并把它同人口年龄结构结合起来共同分析其对我国居民消费率的影响，较为全面地考察了消费制度性因素对消费的影响;②本文使用全新的省际动态面板数据，并使用一步系统广义矩估计(OneStep System GMM)方法，避免了内生性问题，结论更为可靠，更能反映我国现实。
1 计量模型和数据
1.1 计量模型
借鉴前述研究，本文选取简约型消费模型，该模型的好处在于它不依赖于某一特定理论或环境。以居民消费率为因变量，我们将模型的解释变量分为三组：基本变量X、本文主要关注的人口环境变量Y和其它控制变量Z，则基本的面板回归方程设定如下：
其中，被解释变量ROC为居民消费率，即居民消费支出占支出法地区生产总值的比重，下标i代表地区，t为时间，ui表示不可观察的地区效应，反映了一些无法观察的地区差异性变量的影响，εit是随机扰动项。
X指模型的基本解释变量，包括实际收入和实际利率。由于数据限制，我们使用人均实际GDP的对数值(lnRPGDP)来表示人均实际收入，大多消费理论和现实都表明，收入是影响消费的重要变量。另外，既然影响消费水平的是实际收入，那么影响居民消费率的应该是实际收入的增长率[13]。为此我们还使用地区人均实际GDP增长率(GRPI)来代理人均实际收入增长率;另一个基本解释变量是实际利率(R)，它是影响消费者储蓄和跨期选择的重要因素。
本文所关注的人口环境变量Y是指少儿抚养比(CDR)、老年抚养比(ODR)和城镇化(UR)。CDR和ODR又统称为社会抚养比，用来反映我国的人口年龄结构。根据LCH理论，CDR和ODR应与消费率正相关;UR表示城镇化率，即常住城镇人口占总人口的比重，根据前述分析，城镇化与居民消费率也正相关。
为了准确得到本文所关注三个变量(CDR、ODR和UR)对居民消费率的作用大小，我们还应控制其他一些影响居民消费率的重要变量[WTBZ]Z，这包括：①通货膨胀率([WTBX]INF)，通常认为，价格波动或宏观经济的不确定性会影响人们对未来商品价格的预期进而影响居民消费;②城乡收入差距。按照凯恩斯的消费理论，富人的边际消费倾向低，而穷人的边际消费倾向高，城乡收入不平衡的加剧会使消费率下降。由于缺乏分省基尼系数，我们用城市和农村家庭人均实际纯收入的比值[WTBX](URIR)来衡量;③财政政策变量，我们用各地区公共财政盈余(或赤字)占[WTBZ]GDP之比[WTBX](BGDP)来控制公共消费或储蓄行为，以分析财政政策对居民消费的影响。考虑这些因素对居民消费率的影响，将式(1)展开，进一步得到如下计量模型：
1.2 数据说明
本文使用的是1989-2010年中国大陆29个省(市、区)的宏观面板数据，西藏因为数据不全而未包括，重庆因直到1997年才成立直辖市，故仍把它并入四川。表1列出了式(2)中各个变量的定义及基本的描述性统计量。居民消费率ROC、公共财政盈余占GDP之比BGDP、人均实际收入RPGDP及增长率GRPI和通胀率INF1989年-1994年的数据取自《新中国六十年统计资料汇编》，1995年-2010年的数据源自1996-2011年的《中国统计年鉴》，其中调整1989年为基期。通胀率[WTBX]INF采用[WTBZ]CPI进行计算，实际GDP为名义GDP经通胀率修正得到。城乡人均纯收入的比值[WTBX]URIR来自[WTBZ]CCER中国经济金融数据库。计算实际利率R的名义利率由一年期存款利率加权平均得到，权重是该利率在该年实行的月数占12个月的比重，数据来自中国人民银行。1990年-2001年少儿抚养比[WTBZ]CDP和老年抚养比ODR的数据取自《1990年以来中国常用人口数据集》，1989年的数据取自《1990年中国人口统计年鉴》，2002-2010年的数据取自《中国统计年鉴》。各省城镇化UR采用人口统计指标近似计算，数据来自《中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》，缺失省份数据根据赵群毅等[14]中表5推算得到，2010年的数据则由前五年的城镇化速度近似得到。
2 估计方法和结果
2.1 估计方法
考虑到我国居民可能受消费习惯的影响，当前消费水平与过去消费水平密切相关(消费惰性)，我们将滞后被解释变量加入到模型中。为此采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。重要的是，GMM的优势还在于：①居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题;②当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。在式(2)中加入被解释变量的滞后项，就得到了本文最终的动态面板模型：
GMM估计包括一步(OneStep)和两步(TwoStep)的GMM。两步估计的权重矩阵依赖于估计参数且标准差存在向下偏倚，并没有带来多大的效率改善且估计量不可靠，一步估计量尽管效率有所下降但它是一致的，因而在经验应用中人们通常使用一步GMM估计[15]。理论上，一步系统广义矩估计(OneStep System GMM)利用了比一步差分广义矩估计(Onestep DifferenceGMM)更多的信息，前者可以解决后者不能解决的内生性和弱工具变量问题，因而前者比后者的估计结果更有效[16]。Blundell and Bond[17]利用蒙特卡罗模拟实验也证实，在有限样本下，系统GMM比差分GMM估计的偏差更小、效率也有所改进。因此，本文采取一步系统GMM估计方法。
2.2 实证结果及分析
首先，我们将CDR、ODR以及UR等人口统计方面的特征和制度变化因素当作外生变量。模型中的其他变量当作弱外生的或前定的，在我们选用“内部工具”时，这些弱外生或前定变量的滞后值作为它们自己的工具变量。本文使用的计量软件是Stata10.0，动态面板一步系统GMM估计的结果见表2。由于人均实际收入的对数[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP在任何时候都不显著，收入影响的是消费水平而不是消费率，我们在第四列中把[WTBZ]ln [WTBX]RPGDP这一水平值从模型中去掉。表2显示，逐步加入人口年龄结构和城镇化率后，基本解释变量(GRPI、R)的系数值和显著性并未发生明显改变，加入城镇化率后UR也未对人口年龄结构的作用产生干扰，第四列加入其它控制变量后，基本解释变量和本文所注的3个人口环境变量的系数值也基本保持稳定，因而回归结果是可靠的模型的瓦尔德检验是显著的，GMM形式差分方程的工具变量选取的是因变量的滞后二三四阶和弱外生变量的滞后二三阶，水平方程的工具变量选取对应变量的一阶差分滞后。。
只是第三列中，当把城镇化率这一指标加入动态模型后，本文关注的两个年龄结构变量从之前的不显著变得显著，这或许是因为城镇化引起的整个社会消费环境的变化掩盖了人口年龄结构对居民消费率的作用。城市居民的生活观念和方式可能使得他们少生优生，而不是像传统农村社会追求孩子数量以增
注：括号内是t统计值，本文*、*[KG-*2]*、*[KG-*2]*[KG-*2]*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。由于GMM估计适合大样本，我们对协方差矩阵进行了小样本调整，t统计量是与异方差、自相关一致的稳健t统计量。
加务农人手;其次，农村和城市的人口政策是不一样的，一般农村的孩子准生数目较城市宽松，而城市人即使有能力培养多个小孩恐怕也没有计划和政策支持。因而本文将城镇化和人口年龄结构结合起来，分析人口制度变革和外界消费环境变化对居民消费率的影响是合理的。
进一步，考虑到城镇化、人口年龄结构与消费率可能存在联立性问题，我们还将本文关注的三个核心变量作为内生变量重新对模型(3)进行估计，差分方程的工具变量是它们的二三阶滞后值，结果由表3第一列给出。这是因为，消费率较高的地区经济发展水平较好，从而更易创造新的就业机会和吸引农村人口向该地转移，从而导致城市化水平也会较高。同理，计划生育政策在我国不同地区和城乡之间并非完全相同，一般而言，农村地区的生育水平要高于城市地区，相应地农村地区的老龄化程度就低于城市，这样城市化水平较低的农村地区，其人口结构也更加年轻。不过，通过比较表3第一列和表2第四列的回归结果，我们发现将本文所关注的三个人口环境变量当作外生或内生，其并不影响模型估计系数和显著性，它们对居民消费率的作用方向和大小也没有发生本质改变。通常，城镇化会引起居民收入增加和城乡收入差距扩大，城镇化建设也会影响政府的财政收支状况，即城镇化与这些自变量之间存在相关性。通过剔除这些自变量，表3第二列的估计结果考虑了模型中这一可能存在的解释变量相关性，同样这一问题对本文的估计结果影响也不大。
此外，城镇化本身代表了很多因素，包括居民地理位置的迁移和生活习惯的改变、产业结构的转型(二三产业比重上升)、居住密度增加等等，非农产业的增长提升了居民的消费能力、改变了他们的消费行为，而人口的集聚又会扩大市场规模、拓展消费领域和产生消费的示范效应。为此，根据前述理论分析，笔者尝试进一步对城镇化的正
向作用进行剥离，以期更为细致地考察城镇化促进居民消
费率的作用途径。由于生活习惯不可度量，本文选取第三产业占GDP的比重[WTBX]TER(%)和城市市区人口密度PD(人/m2)来代理结构效应和密度效应，估计结果见表3第三列。[WTBZ]TER系数显著为正，这表明城镇化通过引起第三产业的扩张极大地提升了整体消费水平和居民消费率。居住密度增加对消费率的效应符合理论预期，只是其系数不显著。
综合比较表2和表3的估计结果，我们发现各变量的系数和显著性基本保持一致，这进一步证实了模型估计结果是可靠的。由于系统GMM成立的前提是随机扰动项εit不存在自相关，要保证其有效还要求新增的工具变量是有效的。因此，我们还将对一步系统[WTBZ]GMM估计结果进行扰动项自相关检验和工具变量过度识别检验。其中，AR(1)的P值显著而AR(2)的[WTBX]P值不显著，因此随机扰动项不存在自相关。萨甘检验[WTBZ](Sargan Test)也表明我们不能拒绝工具联合有效的假设。因此，一步系统GMM估计方法是有效的。我们进一步对实证结果进行分析解读。
2.2.1 城镇化与居民消费率
城镇化率UR对居民消费率[WTBX]ROC的正向影响是显著的，城镇化率每提高1%，居民消费率就会增加0.04%。具体地，城镇化代表的人口迁移、产业结构转型和居住密度增加，通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域间接促进了居民消费水平的增加。总的来看，UR的影响系数还不大，这或许是由于城镇化还处在一种加速上升的时期，这种新的人口消费环境和制度还不稳定，这种不稳定使得其对居民消费的促进作用还未完全发挥。另外，由于我国还处在城镇化加速发展过程中，城市建设可能更多引起投资的增加从而部分抵消消费率的提升。
2.2.2 人口年龄结构与居民消费率
少儿抚养比CDR对居民消费率ROC的影响显著为正，而老年抚养比ODR对居民消费率ROC的影响显著为负，生命周期假说在我国部分成立。少儿抚养比每减少一个百分点，居民消费率就相应减少0.07个百分点;老年抚养比每增加1%，居民消费率反而减少0.16%。总的来说，孩子数目减少，父母在孩子身上的总支出还是会减少。而且，父母出于“养儿防老”的传统观念，在孩子数量少时，会增加“储蓄”动机而少消费，因而少儿抚养比的下降不利于我国消费率的提高;结合中国国情，老年抚养比ODR与居民消费率负相关主要有三方面的原因：①老年人口上升，人口红利减少，社会用于积累和投资的产出就会减少，未来的人均收入就会降低，从而抑制消费增长;②老年人自身的消费欲望和能力不及中年人，在社会保障体系不健全和养老保险得不到保障的情况下，谨慎动机使得他们消费不足;③中国老年人对子女的重视往往要大过自己，当预期孩子在城镇的生活成本和负担增加时，他们会减少消费以减轻孩子的生活负担，遗产动机也使得老年人口比例上升阻碍了居民消费率的提高。
2.2.3 我国居民消费存在惰性
滞后一期的居民消费率ROC(-1)的系数为0.89，并且显著为正，过去消费率降低将很大程度上降低下一期的消费率，这说明我国居民消费存有惰性(惯性)，其在长期的消费实践中形成的消费理念、方式和习惯具有相对的稳定性和连续性。我们知道，对于动态面板数据，无论是[WTBZ]OLS还是固定效应估计都是有偏且不一致的。由于因变量的滞后项和不可观察的地区效应ui正相关，[WTBZ]OLS估计量是向上偏的;在固定效应估计中，滞后因变量和随机扰动项负相关使得该估计量发生向下偏误。因此，因变量滞后项[WTBX]ROC(-1)的[WTBZ]GMM估计量应该处于OLS和固定效应模型估计量之间。表4表明，我们的GMM估计量并未因为样本量和工具的选择而产生大的偏倚，因而该变量的系数通过了稳健性检验。中国居民崇尚节俭，消费行为谨慎，要改变这种消费文化和习惯将是一个长期的过程。
2.2.4 其它解释变量对居民消费率的影响
人均实际收入[WTBZ]ln [WTBX]RPGRP对居民消费率没有显著影响，因此，富人并不比穷人消费得更多，发达地区的居民消费率并不比其他地区更高;
人均实际收入增长率GRPI的系数显著为负，经济的高增长转化为了居民的高储蓄率，这与我国经济增长主要依靠投资拉动是分不开的，我国内需不足同前述居民保守的消费习惯，折射出我国社会保障体系不健全的现实;实际利率R与居民消费率呈负向关系。但由于我国在1989年-2010年的样本期间实际利率在零附近上下波动，因而总体而言实际利率的变动并不能解释居民消费率的下降;通胀率INF抑制居民消费率，但它也并非是造成我国居民消费率持续下降的原因;财政政策变量BGDP对居民消费的作用是显著为正的，只是影响不大，这或许是由于凯恩斯的财政需求管理政策存在政府支出的挤出效应，财政转移支付在增加居民消费的同时，却由于税收的增加反而降低了居民可支配收入，从而减少了居民消费。城乡收入差距URIR的缩小有利于提升居民消费率，边际消费倾向递减得到了体现，只是其系数并不显著。
3 结论与建议
基于1989-2010年29个省份的动态面板一步系统GMM估计表明：城镇化水平的提高能够推动居民消费率的上升，城镇化率每提高1%，居民消费率就会增加004%。城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域间接促进了居民消费水平的增加。目前我国城镇化对居民消费的影响系数还不够大，但预期随着未来城镇化进程的加快，其对社会总体消费的推动作用必将不断显现和增强;少儿抚养比对居民消费率的影响显著为正，而老年抚养比对居民消费率的影响显著为负，我国现实情况部分符合生命周期假说。由于样本期少儿抚养比是下降的，而老年抚养比是上升的，这样，改革开放以来，少儿抚养比的下降和老年抚养比的上升，均阻碍了我国居民消费率的提升，因而人口年龄结构变动是我国居民消费率下降的原因之一;中国居民谨慎的消费习惯是我国居民消费率下降的另一因素，长期以来自我实现的低消费率也折射出我国社会保障体系不健全的现实。总的来看，样本期城镇化对居民消费率的正向作用被人口年龄结构变量的负向作用所抵消，加之我国居民保守的消费习惯具有稳定性和持续性，这些都有助于解释我国居民消费率的持续下降。要提高我国居民消费率，改善居民消费环境和文化要比经济增长本身更加重要。基于此，笔者提出以下几点建议：
(1)放松人口流动限制，加快推进城镇化进程。城镇化是农村剩余人口转移的过程，也是生产方式、生活习惯等方面由农村向城镇转变的过程。为此，应鼓励农村剩余人口流向城市，以增强他们的消费能力和欲望。具体而言，应放松人口流动限制，减轻城乡户籍制度障碍。与此同时，应加强社会管理配套制度改革，保障非城市人口在城市的就业、住房、医疗等福利，使他们能消费、敢消费。这样形成的推动力和吸引力才会真正促使农村人口向城镇转移。
(2)在预期未来少儿抚养比下降幅度不大而人口老龄化会不断加深的人口环境下，一方面我们要注重孩子的质量，提升在少儿人才培养上的消费和支出，拉动消费，积累人力资本，为我国的可持续增长奠定基础;另一方面，应加大对老年人的保障力度，完善老年人的养老保障和医疗保险体系，解决他们的后顾之忧，同时发展与老年人相关的娱乐健康产业，使他们愿意消费、乐于消费。
(3)完善社会保障体系。我国居民保守的消费习惯和我国内需不足，本质上与我国社会保障体系不健全有着很大的关联，要改变我国的消费文化前提是完善社会保障体系。只有这样，才能从根本上提升居民的消费信心。为此，我们不仅要解决好城市人口的社会保障问题，还应重视和完善流动人口的社会保障制度。
(编辑：田 红)
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作者：付波航 方齐云 宋德勇
摘要：文章采用组群分析方法，利用CGSS2003—2008年调查数据，从微观层面定量分析了中国城镇居民消费支出的人口年龄特征。研究发现，中国城镇居民消费支出的年龄效应和组群效应均呈线性递增趋势，前者的增长率高于后者。消费差距的年龄效应在波动中呈增长趋势，消费差距的组群效应则保持稳定增长。老龄化和组内效应对消费差距变动的贡献明显。最后，从完善社会保障制度、加大教育投资、缓减老龄化等方面提出了建议。
关键词：消费支出;年龄效应;组群效应;消费差距
一、引言及文献述评
改革开放以来，中国居民的收入和消费水平都得到了显著提高，居民消费对经济增长的作用勿庸置疑。收入水平、公共支出水平、不确定性以及习惯等是影响居民消费的重要因素。但中国的一个现实情况是：计划生育政策的有效实施，使中国经历了剧烈的人口转变，统计资料显示，中国的人口出生率已由1990年的2106‰下降到2011年的1193‰，而老年抚养比则在2011年稳步上升到123%。消费的主体是人口，中国少子化和老龄化的人口学特征必然与居民消费产生千丝万缕的联系。因此，对中国人口年龄分布与居民消费的变动进行研究，进而探讨不同年龄段居民消费的差异，不仅有助于加深对中国居民消费行为一般规律的认识，还有助于政府设计和调整刺激居民消费的相关政策，扩大内需，促进经济的可持续增长。
虽然经济增长过程中居民消费水平的变化一直受到学者们的密切关注，但从人口年龄分布与动态特征视角来研究消费变动的文献还较为鲜见。周绍杰(2009)利用国家统计局的中国城市家庭调查数据(UHS)，研究了中国6个省区的家庭收入、消费以及储蓄率的人口年龄分布[1]。郝东阳和张世伟(2011)利用中国家庭收入项目(CHIP)2002年的调查数据研究发现，随着户主年龄的上升家庭消费呈S型分布[2]。虽然消费差距比收入差距更能准确地反映家庭之间的福利差异，但对消费差距的研究却相对较少，Deaton&Paxson(1994)对美国、英国和台湾的家庭消费调查数据的分析发现，这三个地区的消费差距均呈扩大的趋势，而且消费差距扩大的程度相当[3]。Ohtake&Saito(1998)对20世纪80年代日本的研究同样也发现了消费差距不断扩大的特点，并把其主要原因归结为日本的老龄化 [4]。Aguiar&Bils(2011)的研究结论与Deaton et al(1994)较为一致：美国在1980—2010年间，消费和收入的差距均不断扩大[5]。但Krueger&Perri(2006)的研究并不支持该结论，他们通过计算基尼系数、各分位数比值和对数消费方差发现，美国1980年代消费差异并未产生显著的波动[6]。由于微观调查数据难以获取，国内对消费差距的探讨则更为匮乏，现有文献主要专注于对某类消费支出差异的分析。如解垩(2008)对城乡居民健康消费的差异进行了测度[7];贾帅帅(2011)测算了城镇居民发展性消费的不均衡程度[8];戴平生和庄赟(2012)计算了消费结构的各项基尼系数，发现医疗、教育和居住类消费是总消费差距扩大的主要因素[9]。国内从人口年龄角度对消费差距的研究更是寥寥无几，曲兆鹏和赵忠(2008)利用CHIP1988、1995和2002年的数据，研究了中国农村消费不平等问题，但并未发现老龄化对消费不平等有明显影响[10]。
从现有文献来看，对人口年龄与消费的研究仅考虑了消费的年龄分布，没有进一步对消费差距进行探讨，而目前中国对于消费差距的研究主要集中于消费差距的测度，从人口年龄角度对消费差距的讨论较少;少数涉及人口年龄结构的研究仅限于对中国农村居民家庭，缺乏对中国城镇家庭消费差距的研究，而且使用的数据资料较为陈旧。基于现有文献的不足，本文采用中国综合社会调查(CGSS)2003、2005、2006和2008年的数据，从人口年龄结构变动的视角研究中国城镇家庭消费的分布与消费差距。与以往研究相比，本文的贡献在于：以中国城镇家庭为研究对象，把人口年龄结构纳入分析，对中国城镇居民消费和消费差距的变动进行研究，挖掘居民消费变动的人口年龄结构因素，为中国设计扩大内需的政策和调整人口生育政策提供经验证据。
二、数据说明与统计描述
(一)数据说明
中国综合社会调查(China general social survey，缩写为CGSS)是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。从2003年开始每年一次，调查范围覆盖了全国大多数省区，对于整个中国而言具有较强的代表性，调查内容涉及个人及家庭的丰富信息，是不可多得的开放式微观数据资料。
本文采用的是CGSS第一期的数据资料，包含了2003、2005、2006和2008年的调查数据。在使用前对数据进行了以下筛选处理：(1)只保留四次调查都覆盖的省份，共有27个省份(不含青海省、海南省、宁夏回族自治区、西藏自治区、港澳台);(2)只针对城镇家庭居民的数据资料进行研究;(3)将被访问者的年龄限定在18—70岁之间。由于研究的主要变量是家庭的基本生活费支出，为了控制家庭规模的影响，必须把家庭支出换算成家庭人均值，考虑到所使用的数据情况，本文采用OECD平方根规模指数进行换算：将家庭基本生活费支出除以家庭人口规模的平方根即可得到家庭人均基本生活费支出，本文接下来的分析均以此指标来代替家庭消费支出。中国各地区间价格水平存在差异，同一消费水平在不同地区的实际购买力是不同的，如果不考虑价格的影响，则不能真实反映消费差距，因此，采用各地区城镇居民消费价格指数对所有的消费指标进行了以2006年为基期的调整。经过数据的筛选和处理，包括去掉消费数据中1%最高和最低的异常值后，最终的样本只保留了家庭收入和消费为正，并且被访问者年龄以及其他关键变量均不缺失的15248个样本。
(二)数据的基本统计描述
表1报告了被调查的家庭的基本人口特征。从表1中可以发现，样本中被访问者的平均年龄在逐渐增加，由2003年的4249岁增加到了2008年的44岁。教育年限①①小学为6年，初中为9年，高中或中专为12年，大学或大专为16年，研究生及以上为19年。也呈增加的趋势，反映了随着生活水平的提高，中国城镇居民对教育的重视程度日益提高。值得注意的是随着时间的推移，城镇居民的家庭规模有缩小的趋势，家庭的平均人口由332减少到了2008年的218，这在一定程度上反映出中国城镇居民生育意愿降低的现象，符合中国生育率降低的现实。
表2提供了各调查年份中国城镇居民家庭消费支出及消费差距的变动情况，从中可以发现，中国城镇家庭人均消费支出呈明显的递增趋势，反映出中国城镇居民分享到了经济增长带来的成果，显著地提高了消费水平。在表2中计算了多个常用的衡量差距的指标，如对数标准差、变异系数、基尼系数、泰尔指数等②②它们的计算公式分别为：对数标准差s=1n∑ni=1(logci-log)2，变异系数为v=1n∑ni=1(ci-)2
，基尼系数为gini=2n2∑ni=1i(ci-)，泰尔指数为theil=1n∑ni=1cilog(ci)，其中，ci和分别为消费及其均值。。各个衡量差距的指标变化规律是基本一致的，总体表现出上升的态势(除了2006年有小幅下降)，这说明中国城镇居民家庭消费差距有扩大的趋势。
表5消费差距变动的分解
2003—20052005—20082003—2008总变动00189 00649 00838 人口效应00077 00124 00168 组内效应00207 00496 00680 组间效应-00074 00098 0.0003 从表5中可以有如下发现：第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。
五、结论与建议
本文采用组群分析方法，利用CGSS2003—2008年调查数据，从微观层面剖析了中国城镇居民消费支出的人口年龄特征：(1)中国城镇居民消费支出的年龄效应和组群效应均呈递增趋势，年龄效应的增长率高于组群效应的增长率。(2)消费差距的年龄效应虽有波动，但也呈增长趋势，消费差距的组群效应则始终保持增长。(3)老龄化和组内效应对消费差距变动的贡献明显。
前两个特征意味着，中国城镇居民年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，消费差距随着年纪的增长而扩大。后一特征则说明人口老龄化使社会面临着更沉重的消费差距扩大压力。对此，我们应当从以下几方面来提高居民消费水平，并防止消费差距的过度扩大：第一，加快完善中国的社会保障制度，包括养老、医疗等方面，提高老年人的消费信心，释放老年群体的消费能力。第二，加大对教育的投入，提升人力资本质量是提高消费水平的关键，而降低教育不平等是缩小组群内部消费差距的长效路径。第三，必须对中国人口老龄化的加深保持足够的重视，老龄化不仅不利于居民整体消费水平的提高，而且会扩大消费差距，造成社会福利的不平，中国政府应围绕减缓老龄化、增加消费的生力军等方面，审时度势地调整相关政策，以达到扩大内需，实现经济的稳定增长。
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Demographic Structure and Expenditure of Chinese Urban Households
- A Cohort Analysis
CHEN Xiaoyi
(Centual University of Finance and Economics， Beijing 100081，China; GuangXi University
of Finance and Economics， Nanning GuangXi 530003，China)
Key words：expenditure; age effect; cohort effect; consumption inequality
责任编辑：常明明吴锦丹萧敏娜常明明
作者：陈晓毅
【摘要】 本文总结了人口年龄结构与居民消费之间关系的理论研究成果，并以日本等亚洲国家为例，分析了人口年龄结构与居民消费之间的经验关系。但人口年龄结构与居民消费之间是否存在稳定的关系，尚待更广泛国际证据的支持。
【关键词】 人口年龄结构 居民消费 人口红利
一、人口年龄结构与居民消费的关系之理论探讨
凯恩斯消费理论是现代消费理论的起点。按照凯恩斯绝对收入假说，总消费只是总收入的一部分，它是一个短期静态的消费理论。如果从人口年龄结构与消费的角度来看，凯恩斯的理论是关于就业人口或工作人口的消费理论，因为它没有涉及青少年和老年人的消费问题，从这个角度看，它是一个宏观总量消费理论。
直接涉及到人口年龄结构与居民消费关系的理论是莫迪利安尼(Modigliani)和布卢博格(Brumberg)的生命周期假说(1954)。按照该假说，消费者按照效用最大化原理，将一生的预期总收入在不同年龄阶段进行最优配置。年轻时，由于没有收入，消费来自父母，因此，这一阶段是负储蓄;而进入工作阶段后，由于要赡养孩子和抚养老人，这一阶段工作人口的收入除了自己的消费外，还必须储蓄一部分给孩子和老人;而老年人则主要靠子女或自己的储蓄来支撑消费。因此，从静态的观点来看，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，而储蓄率也就越低。相反，如果一个社会成年人口占总人口的比例越大，该国的居民储蓄率就越高。
但生命周期假说忽略了一些影响居民消费或储蓄行为的重要因素。例如，退休人口可能会遗赠一部分财产给子女;他们还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，因此，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消因老龄人口上升而引起的总储蓄率的下降。相反，如果工作人口比例的上升伴随着长期人均收入水平的增长，人们可能会因为预期到将来的收入增长而增加消费，这会部分抵消因劳动人口上升而引起的总储蓄率的上升。
与生命周期假说基本相似的理论是弗里德曼的持久收入假说。弗里德曼将收入分为两部分：持久收入和暂时收入。他认为消费者收入中持久收入和暂时收入的构成决定了消费水平。对于一个预期的收入的持久增加，消费水平会持久增加。而对于一个暂时的收入增加，消费也会增加，但暂时的收入增长诱致的消费增量小于持久收入增长诱致的消费增量。生命周期假说和持久收入假说都认为长期收入水平决定了消费，但二者之间的差异在于：生命周期假说强调预期支出对消费行为的影响;而持久收入假说强调预期收入对消费的影响。从人口年龄结构与消费的角度看，弗里德曼的持久收入假说与莫迪利安尼的生命周期假说有相似的结论。
在生命周期理论之后，还有其它一些微观模型也从不同的角度探讨了人口年龄结构和居民消费之间的关系。家庭储蓄需求模型将孩子和储蓄等都看成是家庭所拥有的不同形式的商品，它们的经济功能是相同的，都是养老的一种工具，因此，孩子数量和储蓄数量之间存在替代关系。家庭孩子数量较多时，可以相应减少作为养老保证的家庭储蓄;孩子数量较少时，增加储蓄(或减少消费)以防老。
另一种与家庭储蓄需求模型类似的理论将分析重点放在家庭孩子数量和质量之间的关系上，该理论不是强调孩子数量和储蓄数量之间的替代关系，而是强调孩子数量和孩子质量的替代关系，家庭孩子数量增加时，在既定收入下，父母可用于每个孩子的人力资本投资会下降，从而减少消费。如果孩子数量减少，家庭对孩子的人力资本投资会增加。
许多文献从不同的角度对生命周期理论予以修改或补充。其中最重要的是对老年人口的储蓄或消费行为的修正。例如，老年或退休人口可能会遗赠一部分财产给子女;由于死亡时间的不确定性以及疾病的可能性，老年人还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消老龄人口上升而引起的总储蓄的下降。但是，如果下一代预期到上一代的遗赠，则下一代可能会减少自己的储蓄，增加消费。遗赠动机对居民消费的净影响可能是不确定的。不过，有研究表明，遗赠动机其实是很小的,并且常常是非自愿的和偶然的。消费或储蓄行为更多地受到个体死亡风险的信念的影响，而不是群体死亡风险水平的影响。除了遗赠动机和谨慎动机之外，流动约束也会导致老年人口储蓄的增加，因为退休人口必须更多地储蓄，以应付未预期到的支出。在金融市场不发达的发展中国家，流动约束的作用可能比较大。
二、人口年龄结构与居民消费的关系之实例分析
现有实证文献大多研究人口年龄结构与经济增长之间的关系，专门研究人口年龄结构与居民消费之间关系的实证文献比较少。但是，经济增长通常伴随着人均收入和人均消费水平的上升。因此，人口年龄结构和居民消费之间存在着间接的关系。另外，根据Modigliani和Brumberg(1954)的生命周期理论，人口年龄结构会影响到居民储蓄率的高低。而储蓄和消费实质是同一事物的两个侧面，因此，按生命周期理论，人口年龄结构与居民消费之间还是直接相关的。
当日本和亚洲“四小龙”(韩国、新加坡、中国香港、中国台湾)经济快速增长时，这些国家或地区也正在发生人口转型，因此，它们成为分析人口年龄结构和居民消费经验关系的合适的例子。王德文(2006)对此有一个全面的分析。他分别以日本和亚洲“四小龙”为例，解释了这些国家或地区经济奇迹背后的人口因素。他的分析也有助于理解人口年龄结构与居民消费之间的关系。
日本经济起飞的时间(1950-1973年)年平均经济增长率达到了9.29%。与此同时，日本正经历人口转型，人口生育率和死亡率同时下降，日本的抚养系数从1950年的68%下降到1970年的45%。王德文因此认为，人口年龄结构的变化是导致日本经济崛起的重要原因之一。日本经济增长带来了人均收入水平和居民消费水平的上升。日本的经历表明，人口年龄结构成年型产生“人口红利”，长短期内都会带来居民消费的增长。日本在1989年经历股市泡沫之后，陷入连续10年的经济低迷期。有人从人口年龄结构角度来解释，认为日本的“人口红利”期是1950-1990年，持续了约40年，而1989的股市崩溃正是因为日本“人口红利”期已经结束。与此相伴随，日本的居民消费也是一蹶不振。
日本经济繁荣期(1950-1989年)和萧条期(1990-2000年)与人口年龄结构之间的变化轨迹初看起来确实如生命周期理论所预言的：人口成年型时期，经济和居民消费增长;人口老龄化时期，经济和居民消费低迷。但是，其中二者之间的关系并未得到证实。至少有三个问题尚未得到明确的解决。第一，日本的国内市场狭小，一直依赖外需维持经济增长，居民消费并不是驱动日本经济增长的主要动力，因此，1989年的日本股市崩溃并不一定导致了日本的居民消费低迷。所以，还不能确定是日本人口年龄结构的老龄化引起了日本的居民消费不足。第二，美国在第二次世界大战之后(1946-1964年)出现了所谓的“婴儿潮”(Baby Boom)，日本也同样在第二次世界大战之后出现了类似的“婴儿潮”(在日本称为“团块世代”)。两国都经历了同样的人口转型，但在美国，人口年龄结构的变化为什么没有引发类似日本一样的经济变化——经济增长和居民消费?第三，日本的经济增长确实在股市泡沫之后几乎处于停滞状态。但是同时，日本的人口也在下降。如果将人口因素考虑进去，日本人均GDP的增长并不如日本的GDP增长那样差。
在日本之后，中国香港、新加坡、中国台湾和韩国也经历了类似的人口转型和经济发展过程。其中中国台湾在1962年时总抚养系数高达94.1%，到1995年时已经下降到了45.8%，下降幅度超过一半，同期经济增长约6%左右。韩国从1961年开始控制人口，该国总抚养系数从1965年的88.3%下降到了1995年的41.4%，下降幅度超过了一半。而韩国同期人均收入增长年平均约6%左右;人均GDP在1962年时只有83美元，到1995年时已经超过了一万美元;居民消费水平大幅度提高。王德文认为，韩国有效利用了人口红利的“机会窗口”是取得“汉江奇迹”的重要原因。
三、是否存在“人口红利”
有许多研究认为人口年龄结构的变化是日本和亚洲“四小龙”经济奇迹的重要原因(Bloom 和Williamson，1998;王德文，2006)。但是，日本和亚洲“四小龙”在经济发展过程中有一个共同的特点：都有效利用了当时的国际产业转移机会，实行外向型经济。可能是政策而不是人口因素促进了日本和亚洲“四小龙”的经济腾飞。另外，亚洲“四小龙”都是人口规模很小的经济体，把它们的经济崛起归功于人口转变没有普遍的意义。
中国改革开放以来，经济快速增长也伴随着人口的急剧转型。1978年到2005年，中国经济保持着年均9.7%的增长率。也正是从上世纪七十年代末开始，中国开始实行严格的计划生育政策，加上经济的因素，中国开始了人口转型的过程。1982年，中国总抚养系数高达62.6%，而到2005年，总抚养系数已降至38.88%。蔡昉的研究正是表明了这一点(蔡昉，2008)。以“总抚养比”做人口年龄结构指标进行研究发现，1983年至2000年中国总抚养比下降对人均GDP增长贡献率在26.8%，并且，抚养比每上升一个百分点，中国人均GDP则上升0.116个百分点，反之相同。
曾经有关于劳动年龄人口增长率的预测认为，中国的劳动年龄人口总量最高、增长最快，而且可以一直增长到2030年。蔡昉的研究与此项结论大相径庭。他认为中国人口总量和人口结构变化趋势如下：人口总量2030年到达最高点14.06亿;劳动人口在2020年左右达到顶点9.23亿;而劳动年龄人口增长率，现在已经开始以极快速度下降，并将一直下降到2013年。同时，研究还发现，中国的劳动人口平均增长率并不像人们一贯认为的那样很高，今后一段时间内，甚至不如发展中国家的1.1%的平均增长率，仅仅是0.4%。同时，在人口结构中，儿童比例将会一直下降，而老年人占人口的比重会一直升高。
根据蔡昉的预测，伴随着人口扶养比的增高，到2013年，中国的人口红利将转变为人口负债。他认为，当我们有一个符合中国国情的增长模式——充足的廉价劳动力供给和资本积累时，就应当充分利用这一发展模式，保障最大化就业。根据东亚各国的经验，以劳动力优势促进经济发展最终是可以过渡到以技术进步促使经济发展的道路上的。到2050年，中国人口的年龄结构将接近倒金字塔形，中国会成为典型的未富先老社会，而且会越来越明显。人口年龄结构与经济增长、居民消费之间是否确实存在稳定的相关性?人口年龄结构是否确实是中国、日本和亚洲“四小龙”等国家或地区经济增长的重要原因?注意到这些国家都在亚洲，生命周期理论所预言的人口年龄结构与居民消费的关系并没有得到更广泛国际数据的支持，因此，人口年龄结构与居民消费之间的经验关系尚待进一步检验。
【参考文献】
[1] 王德文：人口转变与东亚奇迹：经验与启示[M].北京：社会科学文献出版社，2006.
[2] 蔡昉：劳动力无限供给时代的结束[D].华中科技大学经济学院演讲，2008-3-24.
[3] Bloom，D.E.and Williamson,J.G..Demographic Transitions and Economic Miracles in Emerging Asia.World Bank Economic Review,1998,12.
[4] Modigliani，F.and Brumberg，R.Utility Analysis and The Consumption Function：An Interpretation of The Cross-Section Data.In Kenneth K.Kurihara，ed，Post-Keynesian Economics，New Brunswick，NJ：Rutgers University Press，1954.
(责任编辑：胡婉君)
作者：李文星
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。
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