人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)論文范文

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一、模型及估計(jì)方法

(一)模型設(shè)定主要就居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。以居民消費(fèi)為因變量，基本解釋變量為城鎮(zhèn)化與人口年齡結(jié)構(gòu)。設(shè)立以下基本的計(jì)量模型。其中，i代表我國(guó)各個(gè)省份，t代表年份;被解釋變量CONS代表居民消費(fèi)，用居民消費(fèi)率表示，其計(jì)算公式為居民消費(fèi)支出/支出法地區(qū)生產(chǎn)總值;URB代表城鎮(zhèn)化，鑒于數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和易獲取性，采用計(jì)算公式為城鎮(zhèn)人口/各省總?cè)丝?CDR和ODR代表人口年齡結(jié)構(gòu)，分別為少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比;εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng);β，χ，δ，代表待估計(jì)的參數(shù)。Xit表示其他控制變量的向量;由于影響居民消費(fèi)需求的因素較多，參考已有的研究，選擇主要控制變量如下:考慮到通貨膨脹會(huì)改變居民的消費(fèi)水平和儲(chǔ)蓄的決策，選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)，代表通貨膨脹水平;根據(jù)凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，收入差距過(guò)大必將對(duì)居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生一定的影響，選取城鄉(xiāng)收入差距(GAP)代表居民的收入差距;根據(jù)消費(fèi)理論和現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)，消費(fèi)受到收入的影響，居民消費(fèi)率不僅與收入增長(zhǎng)率有關(guān)，還與當(dāng)期的收入有關(guān)，鑒于數(shù)據(jù)的易獲得性，文章采用地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(lnRPGDP)代表居民的當(dāng)期收入，用人均實(shí)際GDP的增長(zhǎng)率(RGDPI)代表居民收入增長(zhǎng)率。ξi代表地區(qū)非觀測(cè)效應(yīng)，即不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，反映了一些無(wú)法觀察的地區(qū)差異性變量的影響;ηt代表時(shí)間非觀測(cè)效應(yīng)，即不隨地區(qū)變化的時(shí)間固定效應(yīng)，反映了不同年份政策對(duì)消費(fèi)的影響;2008年發(fā)生了金融危機(jī)，為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)采取了一系列刺激內(nèi)需的政策措施。為此通過(guò)引入時(shí)間虛擬變量(DUMMY)使模型更加接近現(xiàn)實(shí)情況，在2008年以前，DUMMY值為0，2008年以后，其值為1。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及描述在計(jì)算城鎮(zhèn)化水平時(shí)，由于統(tǒng)計(jì)口徑的調(diào)整以及多個(gè)省區(qū)在2005年將人口調(diào)整為常住人口，為了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，選取2005年—2012年作為樣本期，截面為中國(guó)大陸30個(gè)省份(西藏因數(shù)據(jù)不完整，沒(méi)有納入)，并分東、中、西部三大地區(qū)①。居民消費(fèi)率數(shù)據(jù)來(lái)源于2006年—2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)來(lái)源于《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;2010年的人口年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)2010年人口普查資料》，其他年份的數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和人均實(shí)際生產(chǎn)總值均以2005年為基期計(jì)算所得;其他數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1給出了各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)性描述。從表1數(shù)據(jù)可以看出，雖然東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平要明顯高于中西部地區(qū)，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，但是其居民消費(fèi)水平卻低于中西部地區(qū)和全國(guó)水平。為此，將以散點(diǎn)圖的形式來(lái)具體呈現(xiàn)兩者之間的關(guān)系。從圖1中的散點(diǎn)圖中可以看出，居民消費(fèi)率與城鎮(zhèn)化水平存在一種非線性的正U型關(guān)系。在城鎮(zhèn)化水平較低時(shí)，居民消費(fèi)率隨著城鎮(zhèn)化的提高而降低;在城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定水平時(shí)，居民消費(fèi)率隨著城鎮(zhèn)化水平的上升而提高。因此，嘗試在計(jì)量模型中添加城鎮(zhèn)化的二次項(xiàng)，探究城鎮(zhèn)化是如何影響居民消費(fèi)需求。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，關(guān)于少兒撫養(yǎng)比，東部地區(qū)最低，中部其次，西部地區(qū)最高，其原因可能是由于東部地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和較為開(kāi)放的生育觀念;對(duì)于老年撫養(yǎng)比，三個(gè)地區(qū)基本保持相同水平。為了從大體上描述城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，給出了兩者之間的散點(diǎn)圖。從圖2和圖3的散點(diǎn)圖可以看出，少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率存在一種正相關(guān)系，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加居民消費(fèi)，少兒撫養(yǎng)比的降低會(huì)減少居民消費(fèi)。而老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的擬合曲線近似一條直線，其對(duì)居民消費(fèi)的作用不明顯。在城鄉(xiāng)收入差距方面，東部和中部地區(qū)水平相當(dāng)，而西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距要略高;關(guān)于人均實(shí)際生產(chǎn)總值增長(zhǎng)幅度，中西部地區(qū)要明顯高于東部地區(qū)，這證明次發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)更具有發(fā)展?jié)摿?東中西部人均實(shí)際生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)符合我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際。

(三)估計(jì)方法由于居民在長(zhǎng)期的消費(fèi)實(shí)踐中會(huì)形成消費(fèi)習(xí)慣，前期的消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生影響，居民消費(fèi)存在棘輪效應(yīng)，將上期居民消費(fèi)量作為被解釋變量加入到模型中，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。由于在動(dòng)態(tài)面板中普遍存在自相關(guān)、異方差和個(gè)體效應(yīng)。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關(guān)研究中提出，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(jì)方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個(gè)體效應(yīng)，另一方面可以通過(guò)使用解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量來(lái)解決解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題。居民消費(fèi)率和一些解釋變量之間可能是同時(shí)決定的，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)通過(guò)選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題;當(dāng)不可觀察的變量與解釋變量相關(guān)，或是遺漏了某些個(gè)影響因素時(shí)，GMM使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)還可以克服遺漏變量問(wèn)題。為此，采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法是合適的，而靜態(tài)面板估計(jì)會(huì)使得結(jié)果產(chǎn)生偏誤。差分GMM估計(jì)法可以通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行一階差分來(lái)處理“動(dòng)態(tài)面板偏差”(dynamicpanelbias)問(wèn)題。但差分GMM估計(jì)必須滿足兩個(gè)前提條件:回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)εi，t不存在自相關(guān);以及內(nèi)生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點(diǎn)是無(wú)法估計(jì)個(gè)體效應(yīng)ξi的系數(shù)以及可能導(dǎo)致弱工具變量問(wèn)題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行廣義矩估計(jì)，被稱(chēng)為“系統(tǒng)GMM”(SystemGMM)。系統(tǒng)GMM的優(yōu)點(diǎn)是可以提高估計(jì)的效率，并且可以估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量的系數(shù)。其缺點(diǎn)是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項(xiàng)與個(gè)體效應(yīng)無(wú)關(guān)。一般情況下，系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法。系統(tǒng)GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計(jì)。相對(duì)于一步法，二步法估計(jì)不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進(jìn)行估計(jì)。為了檢驗(yàn)工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)，其原假設(shè)是模型過(guò)度識(shí)別約束有效;另外還需要對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階和二階序列自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。

二、實(shí)證結(jié)果與分析

在使用模型(2)進(jìn)行估計(jì)之前，按照大多數(shù)研究的做法，首先研究居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化以及少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比之間的線性關(guān)系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行對(duì)比分析，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表2。表2給出了全國(guó)水平動(dòng)態(tài)面板的差分和系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計(jì)結(jié)果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)，說(shuō)明模型所選取的工具變量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一階差分的殘差只存在一階序列相關(guān)，而不存在高階序列相關(guān)，差分GMM估計(jì)結(jié)果不能拒絕模型中“隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，說(shuō)明差分GMM的估計(jì)量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數(shù)GMM估計(jì)方面，滯后一期的居民消費(fèi)率估計(jì)系數(shù)的符號(hào)為正，說(shuō)明居民的消費(fèi)習(xí)慣對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生較為顯著的影響。原因可能是中國(guó)自古崇尚節(jié)儉，這種消費(fèi)習(xí)慣是導(dǎo)致目前我國(guó)居民消費(fèi)不足而儲(chǔ)蓄增加的一個(gè)非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明在加入控制變量以后，模型得到了優(yōu)化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結(jié)構(gòu)而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明就全國(guó)水平而言，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加居民的消費(fèi)需求，其原因可能是少兒沒(méi)有參加工作，是家庭和社會(huì)凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)阻礙居民消費(fèi)的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年齡仍然在工作，另一方面老年人崇尚節(jié)儉，開(kāi)支較小。我國(guó)的少兒撫養(yǎng)比從1982年實(shí)施計(jì)劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養(yǎng)比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養(yǎng)比的下降和老年撫養(yǎng)比的增加同時(shí)降低了居民的消費(fèi)需求拉動(dòng)力。此外，我們也發(fā)現(xiàn)2008年時(shí)間虛擬變量的估計(jì)結(jié)果顯著，表明金融危機(jī)對(duì)居民消費(fèi)具有一定程度的影響。由于系統(tǒng)GMM方法能夠解決模型內(nèi)生性問(wèn)題和遺漏變量問(wèn)題，文章給出了系統(tǒng)GMM法的估計(jì)結(jié)果———模型(3)和模型(4)，兩個(gè)模型都通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)二階序列相關(guān)檢驗(yàn)。在系數(shù)估計(jì)方面，與差分GMM估計(jì)法相比，不管是顯著性水平還是符號(hào)，兩者的差別不大，但是系統(tǒng)GMM法的Sargan檢驗(yàn)值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說(shuō)明系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。綜合上述分析，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間呈正向關(guān)系，目前的人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)呈負(fù)向關(guān)系。但是從散點(diǎn)圖1中可以看出，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間并不是正向關(guān)系，而是在起初階段時(shí)呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。鑒于此，文章采用模型(2)進(jìn)行估計(jì)，即加入城鎮(zhèn)化的二次項(xiàng)，分析城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的影響形式，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統(tǒng)GMM方法的估計(jì)結(jié)果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)檢驗(yàn)。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平?jīng)]有全部通過(guò)以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。根據(jù)模型(1)～(5)計(jì)算出城鎮(zhèn)化拐點(diǎn)分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)并非簡(jiǎn)單的正向關(guān)系，而是存在正U型關(guān)系。這可能是由于在城鎮(zhèn)化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不減少其他方面的消費(fèi)，居民消費(fèi)率在城鎮(zhèn)化前期一直是下降的。而當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定成熟階段，大部分居民住房問(wèn)題得到解決，收入預(yù)期得到提高，居民會(huì)增加消費(fèi)。這就不難解釋近些年來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降的原因，在城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)化與人口年齡結(jié)構(gòu)的雙重負(fù)作用，是居民消費(fèi)率下降的主要原因。2010年，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平突破50%，已經(jīng)接近拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)提高居民的消費(fèi)率。

在分析全國(guó)居民消費(fèi)下降的原因的基礎(chǔ)之上，嘗試研究居民消費(fèi)在不同地區(qū)之間的差異。為了探討影響居民消費(fèi)的區(qū)域差異，文章分別從東部、中部和西部進(jìn)行模型的估計(jì)。在進(jìn)行模型估計(jì)之前，分別對(duì)東部、中部和西部居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化分別進(jìn)行關(guān)系散點(diǎn)圖分析(散點(diǎn)圖略)，結(jié)果表明不存在明顯U型關(guān)系。因此文章建立線性模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。由于系統(tǒng)GMM法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法，因此東中西部地區(qū)均采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。由表4可知，所有模型均通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)，表明所選取的工具變量是有效的，且一階差分的存在一階序列相關(guān)，而沒(méi)有高階序列相關(guān)，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。在所有模型中，各地區(qū)居民消費(fèi)率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當(dāng)期消費(fèi)。收入差距(GAP)沒(méi)有出現(xiàn)在模型估計(jì)結(jié)果中，可能因?yàn)槭杖氩罹鄬?duì)居民消費(fèi)需求不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系，也可能不同省份城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民消費(fèi)影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實(shí)證結(jié)果為城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系相一致。地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(lnRPGDP)對(duì)居民消費(fèi)影響也不確定，可能是居民消費(fèi)支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區(qū)居民可支配收入占地區(qū)GDP比例不盡相同，通過(guò)人均GDP測(cè)算一個(gè)地區(qū)居民可支配收入可能不準(zhǔn)確。例如:主要是靠投資拉動(dòng)和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國(guó)企，這樣的模式導(dǎo)致GDP確實(shí)很大，但老百姓從中取得的收入比重不會(huì)太高，這也就是外界通常所說(shuō)的“只長(zhǎng)骨頭不長(zhǎng)肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業(yè)為主，非公經(jīng)濟(jì)占比較高，GDP增長(zhǎng)與居民收入的關(guān)聯(lián)度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區(qū)，URB的估計(jì)系數(shù)在5%的水平下顯著為正，其系數(shù)值為0.142，說(shuō)明城鎮(zhèn)化率為增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之增加0.142個(gè)百分點(diǎn)。

東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平為62.39%，已超過(guò)拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的繼續(xù)發(fā)展會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其符號(hào)為正，說(shuō)明在東部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率起推動(dòng)作用。老年人口撫養(yǎng)比在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，其值為－0.3969，說(shuō)明老年撫養(yǎng)比每增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之下降0.3969個(gè)百點(diǎn)。人口年齡結(jié)構(gòu)在東部地區(qū)的作用效果與全國(guó)水平類(lèi)似。就中西部而言，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用并不顯著。中部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點(diǎn)的左端。在城鎮(zhèn)化初期，居民首要問(wèn)題的是住房問(wèn)題。住房占去居民大部分的消費(fèi)開(kāi)支，從而縮減居民在其他方面消費(fèi)的開(kāi)支。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，中部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的影響都顯著為正，西部地區(qū)老年撫養(yǎng)比雖然沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其作用效果與中部地區(qū)類(lèi)似，而與東部地區(qū)相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮(zhèn)化推進(jìn)，越來(lái)越多老年人開(kāi)始關(guān)注自身健康，增加醫(yī)療保健開(kāi)支，二是中西部老年人收入比東部地區(qū)低;兩者導(dǎo)致老年人口比重上升，提升居民消費(fèi)比重。為了給出更加準(zhǔn)確的解釋?zhuān)o出中西部居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出的不同。在醫(yī)療保健方面，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)支出占比都要高于東部地區(qū)，這與中西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和醫(yī)療保障水平有關(guān)，醫(yī)療保障水平低會(huì)增加居民對(duì)醫(yī)療保健的投入。以上是基于東中西部地區(qū)分析城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響。可以看出，在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)推動(dòng)居民消費(fèi)率的提高，而在中西部地區(qū)，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比在東中西部都起推動(dòng)作用，而老年人口撫養(yǎng)比在東部地區(qū)起阻礙作用，而在中西部地區(qū)起一定的推動(dòng)作用。

三、結(jié)論與建議

從以上的模型分析中可以得出，不管是在全國(guó)范圍，還是東中西部，消費(fèi)習(xí)慣是影響居民消費(fèi)行為的一個(gè)非常重要的因素。城鎮(zhèn)化水平對(duì)居民消費(fèi)的影響呈現(xiàn)正U型，其拐點(diǎn)大約在50%左右。目前全國(guó)整體水平處在U型的右邊，城鎮(zhèn)化對(duì)消費(fèi)的影響在逐漸增強(qiáng)，對(duì)東中西部的影響存在明顯差異。由于城鎮(zhèn)化水平的不同，城鎮(zhèn)化在東部地區(qū)對(duì)消費(fèi)的影響顯著為正，而在中西部地區(qū)影響暫時(shí)不顯著。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，就全國(guó)水平而言，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加消費(fèi)，而老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)降低消費(fèi)。東部地區(qū)與全國(guó)水平類(lèi)似，而少兒撫養(yǎng)比在中西部地區(qū)并不顯著，老年撫養(yǎng)比顯著為正。基于此，提出的政策建議如下:第一，加大對(duì)中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化建設(shè)投入力度，堅(jiān)持城鎮(zhèn)化拉動(dòng)居民消費(fèi)。東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)中西部地區(qū)，并處于U型的右邊，居民能夠從城鎮(zhèn)化中受益。而中西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平低于全國(guó)平均水平，城鎮(zhèn)化對(duì)于促進(jìn)居民消費(fèi)的影響不顯著。因此政府要繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化建設(shè)投入，突破城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)影響拐點(diǎn)。在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，努力解決城鎮(zhèn)化進(jìn)程中住房問(wèn)題，不能因?yàn)槌擎?zhèn)化抑制居民消費(fèi)支出，讓居民受益于城鎮(zhèn)化建設(shè)，從而形成居民消費(fèi)水平在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中提升。第二，加大中西部地區(qū)老年人基本消費(fèi)支持力度，各地積極實(shí)施“單獨(dú)二孩政策”。中西部地區(qū)因?yàn)楣卜?wù)水平低，特別是老年人更加缺乏醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。隨著中西部城鎮(zhèn)化進(jìn)程推進(jìn)，中西部老年人基本消費(fèi)支出將呈現(xiàn)爆發(fā)增長(zhǎng)，對(duì)居民消費(fèi)拉動(dòng)較強(qiáng)，需要國(guó)家加快推進(jìn)基本服務(wù)均等化，加大支持中西部地區(qū)老年人基本服務(wù)建設(shè)。不管在什么地區(qū)，少兒撫養(yǎng)比提升一直對(duì)居民消費(fèi)起拉動(dòng)作用，各地積極實(shí)施“單獨(dú)二孩政策”，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)在動(dòng)力。第三，完善社會(huì)保障制度，提高居民消費(fèi)信心。中國(guó)居民節(jié)儉的消費(fèi)習(xí)慣一方面與消費(fèi)文化有關(guān)，另一方面與社會(huì)保障制度不完善有關(guān)。要提高居民的消費(fèi)信心，改變居民的消費(fèi)習(xí)慣，一個(gè)重要的內(nèi)容就是完善社會(huì)保障制度，擴(kuò)大社會(huì)保障的覆蓋面積，減少居民在衣食住行方面的負(fù)擔(dān)。

作者：孫明月方大春?jiǎn)挝唬喊不展I(yè)大學(xué)商學(xué)院復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院