[摘要]人口老龄化和生育率下降作为我国人口结构变化的重要趋势，正对家庭消费乃至整个经济社会结构产生不容轻视的长远影响。利用2016年中国家庭动态跟踪调查数据(CFPS2016)，从消费水平、消费率、消费结构三个层次考察人口年龄结构对我国家庭消费行为的异质性影响。结果显示：老年人口比上升显著降低家庭消费水平和消费率，其中收入最低组、中下组及最高组受影响程度明显；少儿人口比上升显著增加家庭消费水平及消费率，收入中上组受影响程度明显。随着老年人口比上升，家庭恩格尔系数和医疗保健支出占比上升，衣着、日用、交通通讯及文教娱乐支出占比下降；随着少儿人口比下降，家庭恩格尔系数和衣着支出占比下降，交通通讯、居住及医疗保健支出占比上升。对此，政府和金融机构应重视人口年龄结构对家庭消费行为的影响，通过制度建设和金融创新来顺应家庭消费需求变化趋势，积极提升家庭消费率，引导家庭消费结构优化和消费层次升级。
[关键词]人口年龄结构； 中国家庭； 消费行为； 消费结构
一 引 言
我国自2010年起成为仅次于美国的“全球第二大经济体”(1)2010年，我国名义GDP为58789亿美元，比日本名义GDP高4044亿美元，排名全球第二。，伴随而来的家庭可支配收入和财富水平的提升，使得我国家庭消费水平不断上升，消费结构持续优化。与此同时，我国居民消费率较低这一深层次结构性问题却始终存在。世界银行数据显示，作为中高收入国家，我国2015年居民消费率为37%，远低于同期中高收入组均值51%，也远低于世界平均水平58%(邹蕴涵，2017)[1]。在经济新常态和供给侧改革的背景下，如何充分激发家庭消费需求、提高消费率，助推国民经济优化升级，值得学者们探讨研究。政府层面上，2018年9月国务院发布《关于完善促进消费体制机制，进一步激发居民消费潜力的若干意见》(2)资料来源：中华人民共和国中央人民政府网站，http://www.gov.cn/zhengce/2018-09/20/content_5324109.htm。，明确指出消费体现着人民对美好生活的最终向往与需求，也是各部门生产的最终动力与目标，应重视发挥消费拉动经济的基础作用，提高民众福祉。
第七，合理使用中药和益生菌添加剂。在抗生素限用的时代，在防控疾病时，尽量采用中药类制剂和微生态制剂，这样可以避免残留的发生，当然尽量做到不发病才是最好的。
(1)要结合当前政府采购管理专业教师的现状，并在结合当前教学实际的基础上，明确教师专业技能知识的具体框架。框架的搭建，一是要结合时代发展的需求，认清互联网发展时代的特点和对人才的新要求；二是要以生为本，认识到学生在教学中的主体地位，教学改革重点内容的确立，需要从促进学生发展的角度出发；三是要保证专业技能知识符合教学发展的要求。能真正引导学生提升能力和技能。
对消费不足问题，我国学者较多从收入、资产、信贷、不确定性等方面展开研究，但从人口年龄结构角度研究的较少，且结论不一。受计划生育政策及经济社会发展转型影响，近几十年来我国生育率持续下降，人口老龄化程度加剧，整体人口年龄结构变化较大。按照联合国老龄化社会标准(3)一个国家(或地区)65岁以上老人占总人口比达7%或60岁以上老人占总人口比达10%，即视该国家(或地区)进入老龄化社会。(United Nations,1956)[2]，1999年我国就已进入老龄化社会，且老龄化形势日益严峻。截至2018年末，我国65岁及以上人口约为1.67亿，占总人口比重达11.9%；60岁及以上人口约为2.49亿，占总人口比重高达17.9%(4)数据来源：国家统计局网站，http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201901/t20190123_1646380.html。。可以预见，人口老龄化是我国将要面临的重大经济社会问题之一。
基于以上研究背景，本文利用2016年中国家庭动态跟踪调查数据，从微观家庭层面探讨人口年龄结构对我国家庭消费行为的影响，以期更好地理解促进家庭消费的政策建议。本研究的创新点体现在：以人口年龄结构对家庭消费行为的影响为切入点，扩展了家庭消费行为研究；以实证检验为主，探讨人口年龄结构影响消费行为的微观及宏观机制，理论基础分析更为扎实；采用家庭微观跟踪调查数据可有效避免过往经验研究中使用宏观数据分析无法区分消费行为异质性、易产生脱离实际的假定并产生可加性缺陷(Deaton,1992)[3]的问题；从消费水平、消费率、消费结构三个层次考察人口年龄结构对家庭消费行为的影响，并从收入及消费分层两个维度探讨人口年龄结构对消费行为的异质性影响，所得结论比仅考察家庭消费水平或消费倾向更为稳健。
本文后续研究安排：第二部分是文献综述；第三部分是理论机制分析及研究假设；第四部分是实证分析；第五部分是稳健性检验；第六部分是结论及启示。
生命周期假说认为，人口年龄结构能够直接影响居民消费行为。人在不同年龄阶段，收入和消费的关系是动态变化的。一般而言，少儿和老年人口收入水平较低，消费大于收入，故少儿和老年人口占比上升可能推动家庭消费率的上升。绝对收入和相对收入假说认为消费与收入正相关，结合生命周期理论假说，可以推论相较于中青年，少儿和老年人口因收入水平较低导致消费水平偏低，少儿和老年人口占比上升可能降低家庭整体消费水平。受生理、心理及社会资源等多因素影响，各年龄段人群有着差异化的消费需求。这不仅体现在消费水平和消费率的差异，还表现为消费对象选择、消费偏好、消费观念及习惯的不同，故人口年龄结构亦可能影响消费结构。一般而言，少儿尚在消费观塑造期，消费多由父母及其监护人进行决策，主要消费对象为食品及教育资源类；中青年人消费观较为成熟理性，不仅为自身消费进行决策，还要考虑少儿及老年人的消费需求，消费需求旺盛、消费种类较为丰富多样；老年人身体机能逐步衰退，受传统思想影响，消费观念较为节俭保守，消费习惯较为稳定，消费内容相对单一，主要消费对象为食品及医疗保健类，衣物日用消费逐渐减少。
小米以“高配置、低价格”的概念迅速吸引大众眼球，形成小米的竞争优势。低价高品质符合手机发烧友的胃口，这一新的理念也让小米手机在市场上迅速占有一席之地，获得了可观的利润。
二 文献综述
有关人口年龄结构与家庭消费行为的关系，其理论基础可以追溯到生命周期假说。按照生命周期假说，人生不同阶段的收入及消费存在差异，少儿及老年主要属于纯消费人群，其比例上升，消费率会上升。基于生命周期理论框架，国外学者展开了一系列经验及实证研究，但并未形成统一结论。部分学者研究支持人口年龄结构对消费存在影响，但影响方向及结果存在不一致性。Leff(1969)[13]选择74个国家的跨国横截面数据进行实证分析，结果与生命周期理论一致，即少儿人口、老年人口均对消费率有显著正的影响。Deaton和Paxson(2000)[14]研究发现，少儿抚养比上升导致消费增加，老年抚养比上升则导致消费减少，但两者同时作用下人口年龄结构对消费率的影响不显著。Hock和Weil(2006)[15]分析指出，出生率下降在短期内促进消费，但老龄化将在长期拉低消费，最终消费水平取决于其力量对比。Modigliani和Cao(2004)[16]认为计划生育导致的少儿抚养比下降及人均收入增加能有效解释我国“高储蓄之谜”。但也有一部分学者研究认为人口年龄结构未并显著影响消费，生命周期假说并不成立(Wilson，2000[17]；Ramajo et al.，2006[18])。
整个铜绿山古铜矿遗址现在建成了一座与任何大城市公园相比毫不逊色的主题园林。园林内，道路用进口的沥青铺就，人、车走过，悄无声息，道路两边的空旷场地栽花种树，植被丰茂。想必春暖花开、莺飞草长时节，这里更有风景区的雅致。
消费在经济学中占据重要位置。早期经济学家们主要从宏观角度展开研究，认为产出和利率决定着社会中的消费及储蓄水平。自凯恩斯始，西方经典消费理论基于微观收入视角提出了一系列消费决定假说。Keynes(1936)[4]在《就业、利息与货币通论》中首先提出“绝对收入假说”，指出消费是当前收入的增函数，但消费增加的比例低于收入增加的比例，消费占收入之比也随收入增加而不断下降，即存在边际消费倾向(MPC)和平均消费倾向(APC)递减。Duessenberry(1949)[5]提出“相对收入假说”，指出消费者会受周围其他人消费水平(示范效应)和自己过往消费习惯影响(棘轮效应)，消费实际上主要取决于相对收入而非绝对收入。Friedman(1957)[6]提出“持久收入假说”，将收入分为持久收入和暂时收入，并指出消费者会按持久收入(即预期的长期平均收入)安排消费，暂时收入因其不确定性很可能转化成储蓄而非消费。Modigliani和Brumberg(1954)[7]、Ando和Modigliani(1963)[8]提出和发展生命周期假说,强调理性消费者将根据不同人生阶段的收入合理规划自己一生的消费和储蓄，以实现生命周期消费配置效用最大化。具体而言，青壮年期收入大于消费形成正储蓄，以偿还少年期消费大于收入形成的负债并为老年期养老作准备。这样，消费虽然受收入变化影响而波动，但在一生中消费相对平滑。Lucas(1976)[9]提出理性预期，之后一批经济学家开始将不确定性引入到生命周期与持久收入假说中，形成一些新的消费理论。比如，Leland(1968)[10]的预防性储蓄假说、Hall(1978)[11]的随机游走假说、Zeldes(1989)[12]的流动性约束假说等。
近年来，国内学者沿着西方经典消费理论，基于中国的国情，从收入不确定性、收入差距(王静，2012[19]；杭斌和修磊，2018[20])，资产配置、资产财富效应(李波，2015[21]；贺洋和臧旭恒，2016[22]；张浩等，2017[23])，信贷约束、消费信贷、家庭财务杠杆(李江一和李涵，2017[24]；潘敏和刘知琪，2018[25])，养老保险保障(陈晓毅和张波，2014[26]；马芒和吴石英，2016[27]；康书隆等，2017[28])等多个视角对家庭消费行为进行了研究。有关人口年龄结构影响消费行为的理论分析相对较少，早期大部分研究使用宏观数据或省级面板数据进行实证分析，然而研究尚无定论。李春琦和张杰平(2009)[29]运用宏观数据，研究发现少儿人口抚养比和老年抚养比均负向影响农村居民消费。同为省级面板数据分析，李文星等(2008)[30]运用1989-2004年数据，分析发现少儿抚养比对消费存在较弱的负向影响，老年抚养比和消费不存在显著关系。王宇鹏(2011)[31]运用2000-2008年数据，实证发现老年抚养比显著正向影响城镇家庭平均消费倾向，少儿抚养比对消费的影响效应则不显著。毛中根等(2013)[32]对1996-2010年数据实证发现，少儿抚养比显著提高城乡家庭消费支出，老年抚养比仅对城镇家庭消费支出存在显著负向影响，对农村家庭影响较弱。罗光强和谢卫卫(2013)[33]对2001-2011年数据实证却发现少儿抚养比对消费有显著正向影响，老年抚养比对消费有显著负向影响。由于生命周期假说是在微观视角进行分析，使用宏观数据进行验证无法考虑微观层面消费异质性，估计较为粗略且容易产生加重谬误。近年来，随着微观调查逐步开展，有部分学者利用微观数据进行了相关研究，但结论依然存在分歧。李晓嘉和蒋承(2014)[34]在生命周期和预防性储蓄理论框架下，探讨了人口年龄结构对农村家庭平均消费倾向的影响。研究表明，老年抚养比上升和少儿抚养比下降都能显著提高农村家庭平均消费倾向，分区域来看东部家庭消费受人口年龄结构影响最大，中西部次之。林晓珊(2018)[35]考察了老龄化对家庭消费结构及消费分层的影响。研究发现，比起年轻及混合家庭，老龄家庭整体消费水平低、恩格尔系数高。从消费结构来看，老龄人居住及医疗保健支出费用高，文教娱乐、交通通讯及衣着等发展享受性消费比例低；从消费分层来看，高端分位数家庭受老龄化负面冲击更严重，其内部不平等性与差异性也更大。朱勤和魏远涛(2016)[36]、乐菡(2018)[37]测度了我国城乡年龄别消费模式差异，认为受人口年龄结构变化影响，家庭消费规模及消费结构均会发生变化，老龄化背景下医疗保健需求会持续上升。此外，有学者研究发现人口年龄结构影响家庭预防性储蓄、金融资产选择、融资及消费负债行为(王聪等，2017[38]；王聪和廖婧琳，2017[39]；王聪和杜奕璇，2019[40])，这也是年龄结构可能影响消费行为的渠道。
运用式(1)-式(3)分别考察人口年龄结构对家庭消费水平、消费率、消费结构的影响。式(1)中被解释变量为LnCi，代表第i个家庭的消费水平；式(2)中被解释变量为LnCi/LnYi，代表第i个家庭的消费率；式(3)中被解释变量为Cij/Ci(5)本文分别用food/c,dress/c,house/c,daily/c,trco/c,eec/c,med/c表示家庭食品、衣着、住房、日用品、交通通讯、文教娱乐、医疗保健消费支出占比。代表第i个家庭第j类消费支出占比。本文主要解释变量为Age_Structurei，代表第i个家庭人口年龄结构，使用60岁以上人数占第i个家庭总人数比值的老年人口比(oldr)、14岁以下人数占第i个家庭总人数比值的少儿人口比(childr)来度量。控制变量包括Familyi，代表第i个家庭除人口年龄结构外的家庭特征，包括家庭规模、家庭收入、家庭资产；Headi，代表第i个家庭户主特征，包括户主性别、婚姻状况、教育程度、健康状况、工作性质；Locationi，代表第i个家庭城乡及区域特征。这些控制变量都是传统消费理论认为可能会影响消费行为的重要因素。
三 理论分析及研究假设
(一)理论分析
除家庭消费水平及消费率外，家庭的消费结构也是家庭消费行为的重要反映。CFPS2016的家庭总支出分为消费性支出、转移性支出、福利性支出以及建房或购房支出四大类，其中消费性支出占家庭总支出85%以上，是家庭最主要支出。因此，本文以家庭各项消费支出在总消费支出中占比为对象来研究家庭消费结构。家庭各项消费支出占比不仅体现出家庭消费特点，也在某种程度上反映出家庭消费趋势。家庭消费支出包括家庭日常的衣食住行用等生活开销，CFPS2016参照国家统计局的统计标准，将其细分为：食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备及日用品支出、交通通讯支出、医疗保健支出、文教娱乐支出、其他消费性支出这8个子项目。图1显示了家庭这八项消费支出的占比情况，可以看到家庭食品支出最多，占比达38.85%，其后依次为居住支出占比13.68%、医疗保健支出占比11.71%、家庭设备及日用品支出占比10.26%、文教娱乐支出占比9.96%、交通通讯支出占比8.93%、衣着及其他支出占比较低。
1.微观层面的直接影响
地下水过度开发具有严重的社会危害性：一方面破坏水的自然循环，引发河道断流、湖泊干涸、地面沉降等环境问题；另一方面易引发社会矛盾，形成社会不安定因素。为了防患于未然，对破坏性或过度开发利用地下水的行为，应纳入刑法视野。通过修订《中华人民共和国刑法》，对没有取得取水许可证而直接从地下大量取水的，或者虽然取得许可证却采取破坏性手段取水的，如过度抽取地下水的行为，比照非法采矿罪和破坏性采矿罪的规定，增设“非法取水罪”和“破坏性取水罪”。通过追究刑事责任，威慑破坏或过度开发利用地下水行为的发生。
2． 宏观层面的间接影响
假设1：少儿人口比负向影响家庭消费水平。
宏观上看，人口年龄结构可能通过资本积累、产业结构调整及经济增长等路径来间接影响家庭消费行为。其一，按生命周期假说，少儿和老年人口比上升时社会储蓄水平将下降，这可能减缓资本积累并降低劳动收入份额从而抑制消费。其二，一国产业结构与各年龄段劳动力供给及社会总需求有着密不可分的联系。一方面，产业结构分布会影响到劳动力就业及消费产品供给。另一方面，人口年龄结构也将影响整体劳动力供给及劳动资源在各产业的分配，并通过对消费需求的趋势性改变影响产业结构调整与升级。人口老龄化加剧与生育率不断下降，可能进一步促进第二、三产业的发展，改变居民家庭收入分配结构和消费市场供给，从而影响居民家庭消费。其三，按经济增长理论，劳动是驱动经济增长的关键因素之一。劳动人口占比高，少儿及老年人口占比低形成的人口红利可为经济增长创造良好的条件，为消费增长提供物质基础。随着一国老龄化不断加深，资本积累、劳动力供给及劳动生产率面临下降，导致经济增长放缓，进而对消费产生负向影响。
(二)研究假设
通过以上微观和宏观理论机制分析，发现人口年龄结构与家庭消费行为密切相关。消费水平方面，少儿人口比和老年人口比上升通过微观收入机制及宏观上对资本积累、产业结构调整及经济增长的负面影响，可能导致消费水平的下降。消费率方面，少儿人口比和老年人口比上升通过微观消费平滑机制可能导致消费率的上升，因宏观作用机制较为复杂，其对消费率的影响方向难以确定。消费结构方面，从微观消费偏好习惯差异及宏观产业结构调整角度，少儿人口比上升可能增加食品及文教娱乐支出占比；老年人口比上升可能增加食品、医疗保健支出占比，减少衣物及日用品支出占比。
因此，提出以下研究假设：
指隋·禹庙碑。碑文为隋朝著名书法家史陵所书。至宋，赵明诚《金石录》称“此碑文字磨灭，隐隐可辨，笔法精妙，不减欧虞”。南宋时施宿任绍兴府通判，交工匠以椎剔刮，摩洗污垢得字224个。拓为碑谱，重刻庙碑置于庙堂。“无字碑”可能是当时民间对此碑的一种称呼。
假设2：老年人口比负向影响家庭消费水平。
假设3：少儿人口比正向影响家庭消费率。
假设4：老年人口比正向影响家庭消费率。
假设5：少儿人口比正向影响家庭食品及文教娱乐类消费比例。
假设6：老年人口比正向影响家庭食品及医疗保健类消费比例，负向影响衣着及日用品消费比例。
我国经济增长模式、产业结构、生育政策等与西方国家存在差异，完全套用西方消费理论解释我国消费者行为存在一定局限性。下文将综合考虑我国家庭消费异质性特征，实证检验以上研究假设。
四 实证分析
(一)数据来源、模型设定及研究方法
本文使用北京大学中国社会科学调查中心最新公布的2016年“中国家庭追踪调查”(CFPS2016)微观截面数据进行实证分析。中国家庭追踪调查作为全国性的大规模调查项目，从个体、家庭、社区三个层次收集数据，涉及家庭经济、人口、生活、教育、工作及健康等多维度信息，样本代表性强。本文结合研究需要对CFPS2016中家庭经济问卷、家庭成员卷、成人问卷及少儿问卷数据库信息进行合并转换处理，在剔除缺失值并对数据作必要清理后，最后得到有效家庭样本为12863户。
在前文理论机制分析框架下，本文假设家庭在一定收入及资产的财务预算约束下追求一生效用最大化，将人口年龄结构引入到消费函数，并综合考虑家庭特征、户主特征、城乡区域特征来考察家庭消费行为，验证假设1-假设6。具体而言，将扩展的消费模型设定如下：
LnCi=β0+β1Age_Structurei+β2Familyi+β3Headi+β4Locationi+εi
(1)
LnCi/LnYi=β0+β1Age_Structurei+β2Familyi+β3Headi+β4Locationi+εi
(2)
Cij=β0+β1Age_Structurei+β2Familyi+β3Headi+β4Locationi+εi
(3)
综上，家庭消费行为受家庭经济特征、户主特征及城乡区域等多种因素影响，但探讨人口年龄结构影响家庭消费行为的微观研究相对较少。因此，本文通过分析人口年龄结构影响家庭消费的微观和宏观理论机制，提出合理的研究假设，并借助最新公布的CFPS2016微观数据实证补充这方面研究。
具体而言，家庭层面：家庭规模(familysize)以家庭人口数进行赋值；家庭收入(income)涵盖家庭工资性收入、生产经营性收入、投资性收入、保险补贴等转移收入及其他；家庭资产(asset)定义为家庭净资产，即由家庭总资产减去家庭总负债得到。家庭户主特征层面：户主性别(male)，男性定义为1，女性定义为0；户主婚姻状况(married)，定义已婚或同居为1，其他为0；人力资本(edu)由户主受教育程度代表，赋值越高学历越高，最低赋值为1对应从未上学，最高赋值为8对应博士毕业；健康状态(health)为户主自评的健康程度，用1至5进行赋值代表从非常差到非常好的状态；工作性质(work)以是否在体制内作为区分，把在政府部门、党政机关、人民团体、国有企业、事业单位的工作视为体制内工作，赋值为1，其他如在私营企业、个体工商户以及港澳台和外商等企业视为体制外工作，赋值为0。城乡及区域特征方面：城镇户口(urban)按国家统计局的划定定义，将城镇户口赋值为1，农村户口赋值为0；区域变量按统计局划定标准分为东(east)、中(middle)、西(west)三个区域，分别用二值虚拟变量进行赋值，定义家庭在所属区域时为1，否则为0。这些控制变量综合反映了除人口年龄结构外，家庭的经济状况、人力资本、户主性别、婚姻、工作、健康程度及所处城乡区域环境等对其消费行为影响。表1为主要变量描述性统计。
表1主要变量描述性统计
变量变量说明观测值均值标准差最小值最大值c家庭消费支出1286350421.3042507.427216169560food食品消费1279917804.1817490.900600000dress衣着消费127202668.774323.170110000house居住消费128638999.6827299.960551440daily日用品消费1286310052.0353821.2204501400trco交通通讯消费126924739.366141.260138000eec文教娱乐消费128635424.7112161.120503000med医疗保健消费128615882.0619622.8801021600other其他消费128611076.358813.000603000oldr老年人口比128630.240.3401childr少儿人口比128630.120.1700.83familysize家庭规模128633.681.89119income家庭收入1283162369.2950248.165400200000asset家庭资产12437573558.801615826.00 08.01E+07male性别12863 0.51 0.50 0 1married婚姻状况128630.840.3701edu教育程度123452.631.3718health健康状态128622.841.2115work工作性质128630.100.3001urban城乡128630.510.5001west西部128630.270.4501middle中部128630.290.4501east东部128630.440.5001
考虑到微观家庭消费行为存在较大异质性，使用截面数据的估计结果容易受异方差影响。因此，本文采用两种计量方法对此进行处理。其一，对于基本回归，使用异方差稳健标准误进行OLS估计，以尽量控制异方差的影响。其二，考虑分位数回归对随机误差项无要求，对数据异常值不敏感，估计出来的参数比OLS回归更加稳健，故使用分位数回归进行稳健性检验。
还是那湖畔，还是那个人，还是那个摄影师。如今高志明跟夏小凡成了坦然相对的朋友，他却不得不承认，三十年前的旧照，是他最好的作品。
(二)人口年龄结构与家庭消费水平实证结果
表2为人口年龄结构与家庭消费水平基准回归的估计结果，其中模型(1)先估计了人口年龄结构、家庭规模、家庭收入、家庭资产(6)为避免异方差的影响，基准回归中使用家庭收入及家庭资产的对数值。对家庭消费水平的影响；模型(2)加入了家庭户主特征变量；模型(3)中进一步加入了家庭所属城乡及区域特征变量。模型(1)、(2)、(3)均显示人口年龄结构变量显著影响着家庭消费水平，结果较稳健。具体而言，老年人口比与家庭消费水平显著负相关，老年人口比每上升1个百分点，家庭消费水平将降低0.1936个百分点；少儿人口比与家庭消费水平显著正相关，少儿人口比每上升1个百分点，家庭消费水平将上升0.1158个百分点；家庭规模显著增加家庭消费水平，家庭每增加1个人，家庭消费水平将上升0.0553个百分点。从回归系数来看，家庭收入每增加1个百分点，家庭消费水平将上升0.3437个百分点；而家庭资产每上升1个百分点，家庭消费水平只上升0.0702个百分点。可以看出，家庭收入对家庭消费水平的作用远大于家庭资产，目前影响我国家庭消费水平的最重要因素是收入而非资产。家庭人口特征方面，户主已婚，受教育程度越高，在体制内工作会显著提高家庭消费水平，户主为男性、健康状况越好则会显著降低家庭消费水平。城乡及区域方面，城镇家庭消费水平显著高于农村家庭，中部家庭消费水平显著低于东部家庭。
表2人口年龄结构与家庭消费水平的基准回归
自变量因变量:消费水平(1)(2)(3)oldr-0.2635∗∗∗-0.1660∗∗∗-0.1936∗∗∗(0.02)(0.02)(0.02)childr0.1529∗∗∗0.0955∗∗0.1158∗∗∗(0.04)(0.05)(0.04)familysize0.0220∗∗∗0.0432∗∗∗0.0553∗∗∗(0.00)(0.00)(0.00)lnincome0.4242∗∗∗0.3702∗∗∗0.3437∗∗∗(0.01)(0.01)(0.01)lnasset0.0901∗∗∗0.0771∗∗∗0.0702∗∗∗(0.01)(0.01)(0.01)male-0.0858∗∗∗-0.0596∗∗∗(0.01)(0.01)married0.1177∗∗∗0.1327∗∗∗(0.02)(0.02)edu0.1220∗∗∗0.1030∗∗∗(0.01)(0.01)health-0.0283∗∗∗-0.0273∗∗∗(0.01)(0.01)work0.0966∗∗∗0.0621∗∗∗(0.02)(0.02)urban0.2554∗∗∗(0.02)middle-0.0477∗∗∗(0.02)
(续上表)
自变量因变量:消费水平(1)(2)(3)west-0.0266(0.02)_cons4.8250∗∗∗5.1567∗∗∗5.3998∗∗∗(0.10)(0.10)(0.10)N124091193111931
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。
考虑到收入是影响家庭消费水平最重要的因素，那么不同收入水平的家庭，其人口年龄结构对家庭消费水平可能存在差异。本文将家庭收入由低到高等分成收入最低组、收入中下组、收入中上组、收入最高组，然后依次对其进行回归分析。表3为人口年龄结构与家庭消费水平的分收入水平估计结果。回归结果显示：人口年龄结构对家庭消费水平的影响在不同收入水平下呈现异质性。具体而言，老年人口比每上升1个百分点，将导致收入最低组家庭消费水平下降0.4547个百分点，收入中下组下降0.1930个百分点，收入最高组下降0.2015个百分点，对收入中上组则无显著影响。少儿人口比每上升1个百分点，收入中上组的家庭消费水平将上升0.2755，对其他组的正向影响则不显著。家庭收入每上升1个百分点，收入中上组家庭的消费水平将上升0.6083个百分点，收入中下组家庭的消费水平将上升0.5331个百分点，远高于收入最高组及收入最低组家庭的消费支出上升幅度。家庭资产增加对不同收入组家庭消费水平的影响系数较为相近。此外，户主受教育程度越高及城镇家庭能提高所有收入组的家庭消费水平。
表3人口年龄结构与家庭消费水平的分收入水平回归
自变量因变量:消费水平收入最低组收入中下组收入中上组收入最高组oldr-0.4547∗∗∗-0.1930∗∗∗0.0559-0.2015∗∗∗(0.05)(0.05)(0.04)(0.04)childr0.00920.07320.2755∗∗∗0.0676(0.09)(0.08)(0.09)(0.11)控制变量控制控制控制控制观测值3028300930222872
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
(三)人口年龄结构与家庭消费率实证结果
表4中显示了人口年龄结构与家庭消费率基准回归的估计结果。模型(1)估计了人口年龄结构、家庭规模、家庭收入、家庭资产对家庭消费率的影响；模型(2)加入了家庭人口特征变量；模型(3)进一步加入家庭所属城镇及区域特征变量。模型(1)、(2)、(3)均显示人口年龄结构显著影响家庭消费率。具体而言，老年人口比与家庭消费率显著负相关，老年人口比每上升1个百分点，家庭消费率将降低0.0219个百分点；少儿人口比与家庭消费率显著正相关，少儿人口比每上升1个百分点，家庭消费率将上升0.0146个百分点；家庭规模显著增加家庭消费率，家庭每增加1个人，家庭消费率将上升0.0061个百分点。从回归系数看，家庭收入每增加1个百分点，家庭消费率将下降0.0743个百分点；而家庭资产每上升1个百分点，家庭消费率上升0.0088个百分点。即随着家庭收入的增长，家庭消费率不断下降；随着家庭资产的增长，家庭消费率不断上升。家庭人口特征方面，户主已婚，受教育程度越高，在体制内工作会显著提高家庭消费率，户主为男性、健康状况越好则会显著降低家庭消费率。城乡及区域方面，城镇家庭消费率显著高于农村家庭，中、西部家庭消费率显著低于东部家庭。
表4人口年龄结构与家庭消费率的基准回归
自变量因变量:消费率(1)(2)(3)oldr-0.0288∗∗∗-0.0184∗∗∗-0.0219∗∗∗(0.00)(0.00)(0.00)childr0.0181∗∗∗0.0119∗0.0146∗∗(0.01)(0.01)(0.01)familysize0.0022∗∗∗0.0046∗∗∗0.0061∗∗∗(0.00)(0.00)(0.00)lnincome-0.0653∗∗∗-0.0712∗∗∗-0.0743∗∗∗(0.00)(0.00)(0.01)lnasset0.0109∗∗∗0.0097∗∗∗0.0088∗∗∗(0.00)(0.00)(0.00)male-0.0095∗∗∗-0.0062∗∗∗(0.00)(0.00)married0.0099∗∗∗0.0117∗∗∗(0.00)(0.00)edu0.0127∗∗∗0.0105∗∗∗(0.00)(0.00)health-0.0023∗∗∗-0.0022∗∗(0.00)(0.00)tizhinei0.0096∗∗∗0.0058∗∗∗(0.00)(0.00)urban0.0290∗∗∗(0.00)middle-0.0079∗∗∗(0.00)
(续上表)
自变量因变量:消费率(1)(2)(3)west-0.0060∗∗(0.00)_cons1.5484∗∗∗1.5839∗∗∗1.6155∗∗∗(0.04)(0.04)(0.04)N124091193111931
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。
收入是影响家庭消费率的最重要因素。不同收入水平的家庭，其人口年龄结构对家庭消费率的影响可能存在差异。表5为人口年龄结构与家庭消费率的分收入水平估计结果。回归结果显示：人口年龄结构对家庭消费率的影响在不同收入水平同样呈现出异质性。具体而言，老年人口比每上升1个百分点，将导致收入最低组家庭消费率下降0.069个百分点，收入中下组下降0.0186个百分点，收入最高组下降0.0152个百分点，对收入中上组则无显著影响。少儿人口比每上升1个百分点，收入中上组的家庭消费率将上升0.0248，对其他组的正向影响则不显著。家庭收入每上升1个百分点，收入最高组家庭的消费率将下降0.047个百分点，收入中下组家庭的消费率将下降0.0428个百分点，远高于收入中上组及收入最低组家庭的消费率下降幅度。家庭资产增加对收入最低组的消费率有较大影响，对其他收入组的家庭消费率影响系数则相近。此外，户主受教育程度越高及城镇家庭能提高所有收入组的家庭消费率。
表5人口年龄结构与家庭消费率的分收入水平回归
自变量因变量:消费率收入最低组收入中下组收入中上组收入最高组oldr-0.0690∗∗∗-0.0186∗∗∗0.0053-0.0152∗∗∗(0.01)(0.00)(0.00)(0.00)childr0.02070.00690.0248∗∗∗0.0061(0.02)(0.01)(0.01)(0.01)控制变量控制控制控制控制观测值3028300930222872
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
(四)人口年龄结构与家庭消费结构实证结果
理论上，人口年龄结构能在微观层面直接影响家庭消费行为，也可能通过宏观层面的资本积累、产业结构调整、经济增长等间接影响家庭消费行为。
图1家庭八项消费支出占比情况
资料来源：根据CFPS2016数据自行整理。
接下来，本文将探讨人口年龄结构对家庭各项消费支出占比的影响，实证结果如表6所示。从回归系数来看，老年人口比对医疗保健支出占比影响最大，其次是食品支出占比、文教娱乐支出占比、交通通迅支出占比、家庭设备及日用品支出占比及衣着支出占比；少儿人口占比下降将显著降低家庭食品和衣着支出占比，显著提高家庭医疗保健支出占比、居住支出占比及交通通迅支出占比。具体而言，老年人口比每上升1个百分点，家庭医疗保健支出占比将上升0.0982个百分点，家庭恩格尔系数将上升0.0623个百分点。与此对应，老年人口比每上升1个百分点，家庭文教娱乐支出占比将下降0.0545个百分点，交通通迅支出占比将下降0.0475个百分点，家庭设备及日用品支出占比将下降0.0324个百分点，衣着支出占比将下降0.0259个百分点。少儿人口比下降1个百分点，家庭食品消费支出占比将下降0.0511个百分点，衣着支出占比将下降0.0113个百分点，家庭医疗保健支出占比将上升0.0393个百分点，居住支出占比将上升0.0169个百分点，交通通讯支出占比将上升0.0164个百分点。综合而言，老年人口比上升会显著提高家庭恩格尔系数和医疗保健支出占比，显著降低家庭衣着、家庭设备及日用品、文教娱乐以及交通通讯支出占比。少儿人口比下降会显著降低家庭恩格尔系数和衣着支出占比，显著增加家庭居住、交通通讯及医疗保健支出占比。
表6人口年龄结构与家庭消费结构的回归
自变量因变量:家庭各项消费支出占比食品衣着居住设备及日用文教娱乐交通通迅医疗保健oldr0.0623∗∗∗-0.0259∗∗∗0.0022-0.0324∗∗∗-0.0545∗∗∗-0.0475∗∗∗0.0982∗∗∗(10.08)(-18.40)(0.46)(-8.81)(-15.65)(-20.09)(18.02)childr0.0511∗∗∗0.0113∗∗∗-0.0169∗0.0128-0.0085-0.0164∗∗∗-0.0393∗∗∗(4.39)(3.27)(-1.77)(1.37)(-0.98)(-3.22)(-4.76)控制变量控制控制控制控制控制控制控制观测值8053801480838083808380028082
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
综合实证结果表明：(1)少儿人口比显著正向影响家庭消费水平及消费率，老年人口比显著负向影响家庭消费水平及消费率，与假设2、3预期结论一致，与假设1、4预期结论相反。这意味着现阶段人口老龄化和低生育率对我国家庭消费需求均存在抑制作用，不利于扩大内需。这可能由一系列原因造成：首先，随着现代生活及医疗水平的提高，人们预期寿命不断延长，老年人可能会加强储蓄来保障老年生活；其次，我国经济转型中发生的医疗、住房、教育等一系列重大改革使得家庭面临的不确定性增强，特别是房价近年来的迅猛上涨，使得家庭中青年人口自行购房压力急剧增加，生育率不断走低，老年人可能缩减自身消费，加强预防性储蓄来支持子女及应对不确定性；再次，是我国老年人经历过物质匮乏的艰难时期，养成节俭的消费习惯，虽然如今生活水平提高且收入增加，但部分老年人维持着过去的消费习惯；此外，是我国养老保障体制尚不健全，养老金的发放存在“双轨制”，计划生育也导致家庭子女数下降，赡养负担重，这都抑制着老年人群的消费。(2)少儿人口比上升显著增加了家庭食品、衣着消费支出比重，显著降低了家庭居住、交通通讯及医疗保健支出比重，对文教娱乐支出比重影响为负但不显著。这部分检验了假设5，同时也说明我国针对少儿的文教娱乐还有较大的消费提升空间。(3)老年人口比上升显著增加了家庭食品及医疗保健支出比重，同时其还显著降低了家庭衣着、日用、文教娱乐及交通通讯支出比重，验证了假设6。
此外，通过高仿真物联网僵尸网络被控的“僵尸肉鸡”，实现与攻击者控制服务器进行24小时实时通讯交互监控，获取攻击者控制服务器的远程控制指令数据情报并自动化解析出攻击目标威胁情报数据，将得到攻击目标的威胁情报向威胁态势感知系统发送，作为威胁态势感知系统分析威胁的原数据最重要来源。
五 稳健性检验
考虑到使用稳健OLS进行均值回归虽然能有效控制异方差，但其目标函数为最小化残差平方和，容易受极端值影响。分位数回归(Quantile Regression，简称QR)由Koenker和Bassett(1978)[41]提出，其将残差绝对值的加权平均作为最小化的目标函数，因此不易受极端值影响，结论更为稳健。同时，分位数还能提供条件分布y|x更为全面的信息。接下来，使用分位数回归对家庭消费水平及消费率进行稳健性检验。
双创不是优秀人才的专利，而是大众的机会。而且实践是创新之基，创新是民族之魂，创业是就业之源。在“互联网+”时代里，人们的思维发生了全新的转变，也给双创带来了蓬勃发展的土壤。各大高校也要以此为契机，深化教学改革，结成双创联盟，共享平台资源，制定好的双创政策。政府也要以实际行动推动双创人才培养，制定更好的政策，扶持大学生双创活动，推进社会资源与高校共同培养双创人才，为社会经济服务。
表7显示了人口年龄结构与家庭消费水平的分位数回归结果。随着消费水平分位数的增加，老年人口比对消费水平影响的分位数回归系数呈现先降后升的U型分布趋势，少儿人口比对消费水平影响的分位数回归系数呈不断下降的趋势且仅在5/10分位数之前显著。这表明，老年人口比上升对家庭消费水平条件分布两端的影响大于其对中间部分的影响。意即，低消费和高消费水平阶层受老年人口比上升导致的消费减少冲击最大，中间消费水平阶层受影响最小。少儿人口比上升对消费支出的正向影响不断下降，主要影响中低消费水平阶层。
表7人口年龄结构与家庭消费水平的分位数回归
自变量因变量:消费水平1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr-0.1731∗∗∗-0.1726∗∗∗-0.1263∗∗∗-0.1660∗∗∗-0.2801∗∗∗(-5.24)(-6.25)(-5.37)(-6.30)(-5.67)childr0.3471∗∗∗0.2303∗∗∗0.1411∗∗∗0.0520-0.1176(5.12)(4.07)(2.92)(0.96)(-1.16)控制变量控制控制控制控制控制观测值1193111931119311193111931
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
表8为人口年龄结构与家庭消费率的分位数回归结果。随着消费率分位数的增加，老年人口比对消费率影响的分位数回归系数呈现先降后升的U型分布趋势，少儿人口比对消费率影响的分位数回归系数呈不断下降的趋势且仅在5/10分位数之前显著。这表明，老年人口比上升对家庭消费率条件分布两端的影响大于其对中间部分的影响。意即，低消费和高消费水平阶层受老年人口比上升导致的消费率下降最大，中间消费水平阶层受影响最小。少儿人口比上升对消费率的正向影响不断减弱，主要能使中低消费水平阶层增加消费率。
表8人口年龄结构与家庭消费率的分位数回归
自变量因变量:消费率1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr-0.0121∗∗∗-0.0115∗∗∗-0.0113∗∗∗-0.0152∗∗∗-0.0248∗∗∗(-3.90)(-4.56)(-5.01)(-6.21)(-4.96)childr0.0338∗∗∗0.0234∗∗∗0.0118∗∗0.0058-0.0069(5.32)(4.51)(2.54)(1.16)(-0.67)控制变量控制控制控制控制控制观测值1193111931119311193111931
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。* p<0.1, ** p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
表9显示了人口年龄结构与家庭消费结构的分位数回归结果。随分位数增加，老年人口比及少儿人口比对家庭消费结构的影响存在异质性。具体而言，随分位数增加，老年人口比上升对家庭衣着、日用、交通通讯支出占比的负向影响越来越大，对文教娱乐支出的负向影响仅在7/10分位数后显著；随着分位数增加，老年人口比上升对家庭食品支出占比的正向影响呈现倒U型分布，对居住支出占比的正向影响仅在5/10分位数前显著，对医疗保健支出占比的正向影响越来越大。相较而言，少儿人口比对家庭消费结构的影响不如老年人口比那么广泛和显著。少儿人口比对家庭食品、衣着、日用支出占比的正向影响仅在7/10分位前显著；对交通通讯支出的负向影响仅在5/10分位后显著，对医疗保健支出的负向影响仅在7/10分位后显著增加；对文教娱乐支出的影响呈倒U型分布，在7/10分位前为正向影响，之后则呈现负向影响。整体上可以看出，少儿人口比对家庭消费结构影响的异质性较强，老年人口比对家庭消费结构的影响远大于少儿人口比，分位数回归结果与上文整体回归结果也较为一致。
表9人口年龄结构与家庭消费结构的分位数回归
变量(1)(2)(3)(4)(5)食品支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr0.0142∗ 0.0622∗∗∗ 0.0805∗∗∗ 0.0787∗∗∗ 0.0708∗∗∗(1.67)(7.48)(10.38)(9.31)(7.22)childr0.0532∗∗∗0.0789∗∗∗0.0571∗∗∗0.0398∗∗0.0170(3.05)(4.63)(3.59)(2.30)(0.85)衣着支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr-0.0069∗∗∗-0.0158∗∗∗-0.0234∗∗∗-0.0312∗∗∗-0.0447∗∗∗(-8.34)(-14.70)(-14.98)(-14.17)(-11.06)childr0.0098∗∗∗0.0114∗∗∗0.0091∗∗∗0.0138∗∗∗0.0040(5.75)(5.14)(2.84)(3.05)(0.48)居住支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr0.0073∗∗∗0.0100∗∗∗0.0057∗∗0.0024-0.0015(4.13)(5.03)(2.14)(0.44)(-0.08)childr0.0067∗0.0035-0.0056-0.0232∗∗-0.0817∗∗(1.85)(0.86)(-1.03)(-2.03)(-2.07)日用支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr-0.0053∗∗∗-0.0093∗∗∗-0.0157∗∗∗-0.0289∗∗∗-0.0551∗∗∗(-6.60)(-5.90)(-6.32)(-6.83)(-3.39)childr0.0089∗∗∗0.0129∗∗∗0.0198∗∗∗0.0194∗∗0.0032(5.44)(3.99)(3.88)(2.23)(0.10)交通通讯支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr-0.0198∗∗∗-0.0312∗∗∗-0.0441∗∗∗-0.0587∗∗∗-0.0750∗∗∗(-13.97)(-16.75)(-18.01)(-17.01)(-10.70)childr0.00190.0014-0.0094∗-0.0182∗∗-0.0311∗∗(0.67)(0.38)(-1.88)(-2.57)(-2.16)文教娱乐支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr0.00000.0002-0.0029-0.0434∗∗∗-0.1910∗∗∗(0.00)(0.17)(-1.02)(-6.57)(-12.96)childr0.00000.0667∗∗∗0.0987∗∗∗0.0602∗∗∗-0.1536∗∗∗(0.00)(24.86)(16.67)(4.44)(-5.08)
(续上表)
变量(1)(2)(3)(4)(5)医疗保健支出占比1/10分位3/10分位5/10分位7/10分位9/10分位oldr0.0085∗∗∗0.0390∗∗∗0.0804∗∗∗0.1485∗∗∗0.2535∗∗∗(7.04)(21.77)(22.46)(22.21)(16.87)childr0.00120.0003-0.0113-0.0267∗-0.1023∗∗∗(0.49)(0.08)(-1.53)(-1.94)(-3.32)控制变量控制控制控制控制控制观测值1192811928119281192811928
注：表中报告的是估计系数，括号中为稳健标准误。*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。限于篇幅，控制变量回归结果未在表中显示。
综上，使用分位数的回归结果与使用稳健标准误的最小二乘法回归结果基本一致，本文结论较稳健。
（2）城市洪涝频发。“城市看海”的场景屡屡出现，而且频率越来越高、程度越来越严重，对社会管理、城市运行和人民群众生命财产安全带来巨大威胁。据统计，我国超过60%的城市发生过不同程度的积水内涝，其中上海、重庆、南京、武汉等长江经济带沿线重要城市都出现过严重的内涝灾害，且呈现发生范围广、积水深度大、积水时间长等特点。究其原因，一是全球气候变化以及城市雨岛引发城市暴雨极端天气多发；二是城市用地的盲目扩张占用了自然调蓄空间、加速了地表硬化，导致洪峰提前，流量集中；三是市政排水系统建设进程滞后、维护管理不善、应急水平不高等问题也加剧了城市排洪排涝的压力[2，3]。
六 结论及启示
人口老龄化和生育率下降作为我国人口结构变化的重要趋势，正对家庭消费行为乃至经济社会发展转型产生不可轻视的长远影响。本文基于2016年中国家庭动态跟踪调查数据，实证分析了人口年龄结构对我国家庭消费行为的影响。实证研究发现：老年人口比上升显著降低家庭消费水平和消费率，其中收入最低组、中下组及最高组受影响程度明显；少儿人口比上升显著增加家庭消费水平及消费率，收入中上组受影响程度明显。随着老年人口比上升，家庭恩格尔系数上升，医疗保健支出占比增加，衣着、日用、交通通讯及文教娱乐支出占比会下降；随着少儿人口比下降，家庭恩格尔系数和衣着支出占比下降，交通通讯、居住及医疗保健支出占比会上升。此外，分位数回归表明：老年人口比对消费水平及消费率影响的分位数回归系数呈现先降后升的U型分布趋势，低消费和高消费水平阶层受老年人口比上升导致的消费减少冲击最大，中间消费水平阶层受老龄化影响最小；少儿人口比上升对消费支出和消费率的正向影响不断下降，主要影响中低消费水平阶层。随分位数增加，老年人口比上升对家庭衣着、日用、交通通讯支出占比的负向影响越来越大，对食品支出占比的正向影响呈现倒U型分布，对医疗保健支出占比的正向影响越来越大。相较而言，少儿人口比对家庭消费结构影响的异质性更强且不如老年人口比影响广泛及显著。
(3)验证氯气是否具有漂白性,要对比验证干燥氯气和湿润氯气有无漂白性,因此Ⅰ处应为湿润的有色布条,Ⅱ处应为干燥剂,Ⅲ处应为干燥的有色布条,U形管中应用固体干燥剂。
本文实证结论对政府及金融机构有一定的启示。首先，持续发展经济，提高家庭收入和财富水平，是促进消费的前提，对政府部门而言，应进一步健全社会养老保障体系、优化生育政策、完善教育配套政策，提高居民受教育程度，推动城镇化进程，进而有效提高家庭消费水平和消费率；其次，应重视将供给侧改革与年龄结构变化导致的家庭消费需求变化结合起来，促进家庭消费结构改善优化与产业转型升级，尤其是发展医疗保健行业，以满足老龄化社会的养老保健需求；再次，应发挥金融机构的积极作用，根据家庭人口年龄结构和消费偏好，创新各类金融理财及消费信贷产品，提供能实现资产增值和满足合理消费需求的产品渠道。与此同时，政府和金融机构各方都应重视家庭金融知识的普及教育工作，更好地发挥金融在人口老龄化背景下提高家庭消费率的积极作用。
[参考文献]
[1] 邹蕴涵. 我国消费率究竟有多大提升空间[N]. 上海证券报, 2017/6/30(009).
[2] United Nations. TheAgingofPopulationandItsEconomicandSocialImplications[M]. New York: United Nations, Dept. of Economic and Social Affairs, 1956.
[3] Deaton, A.. UnderstandingConsumption[M]. New York: Oxford University Press, 1992.
[4] Keynes, J. M.. TheGeneralTheoryofEmployment,InterestandMoney[M]. London: Macmillan, 1936.
[5] Duessenberry, J. S.. Income,SavingandtheTheoryofConsumerBehavior[M]. Cambridge, Mass: Harvard University Press, 1949.
[6] Friedman, M.. ATheoryofConsumption[M]. Princeton: Princeton University Press, 1957.
[7] Modigliani, F., Brumberg, R.. Utility Analysis and the Consumption Function: An Interpretation of the Cross Section Data[A]// In Kurihara, K.(Ed.). Post-KeynesianEconomics[M]. New Brunswick: Rutgers University Press, 1954: 388-436.
[8] Ando, A., Modigliani, F.. The “Life Cycle” Hypothesis of Saving: Aggregate Implications and Tests[J]. TheAmericanEconomicReview, 1963, 53(1): 55-84.
[9] Lucas, R. E.. Econometric Policy Evaluation: A Critique[J]. Carnegie-RochesterConferenceSeriesonPublicPolicy, 1976, 1: 19-46.
[10] Leland, H.. Saving and Uncertainty: The Precautionary Demand for Saving[J]. TheQuarterlyJournalofEconomics, 1968, 82(3): 465-473.
[11] Hall, R. E.. Stochastic Implications of the Life-permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence[J]. JournalofPoliticalEconomics, 1978, 86(6): 971-987.
[12] Zeldes, S. P.. Consumption and Liquidity Constrains: An Empirical Investigation[J]. JournalofPoliticalEconomics, 1989, 97(2): 305-346.
[13] Leff, N. H.. Dependency Rates and Savings Rates[J]. TheAmericanEconomicReview, 1969, 59(5): 886-896.
[14] Deaton, A., Paxson, C.. Growth, Demographic Structure, and National Saving in Taiwan[J]. PopulationandDevelopmentReview, 2000, 26: 141-173.
[15] Hock, H., Weil, D. N.. On the Dynamics of the Age Structure, Dependency, and Consumption[J]. JournalofPopulationEconomics, 2012, 25(3): 1019-1043.
[16] Modigliani, F., Cao, S. L.. The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis[J]. JournalofEconomicLiterature, 2004, 42(1): 145-170.
[17] Wilson, S. J.. The Savings Rate Debate: Does the Dependency Hypothesis Hold for Australia and Canada?[J]. AustralianEconomicHistoryReview, 2000, 40(2): 199-218.
[18] Ramajo, J., García, A., Ferré, M.. Explaining Aggregate Private Saving Behaviour: New Evidence from a Panel of OECD Countries[J]. AppliedFinancialEconomicsLetters, 2006, 2(5): 311-315.
[19] 王静. 农村居民收入的不确定性及其对消费行为的影响 [J]. 财经问题研究, 2012, (3): 123-129.
[20] 杭斌, 修磊. 收入不平等、 信贷约束与家庭消费 [J]. 统计研究, 2016, (8): 73-79.
[21] 李波. 中国城镇家庭金融风险资产配置对消费支出的影响——基于微观调查数据CHFS的实证分析[J]. 国际金融研究, 2015, (1): 83-91.
[22] 贺洋, 臧旭恒. 家庭资产结构与消费倾向——基于CFPS数据的研究[J]. 南方经济, 2016, (10): 75-94.
[23] 张浩, 易行健, 周聪. 房产价值变动、 城镇居民消费与财富效应异质性——来自微观家庭调查数据的分析[J]. 金融研究, 2017, (8): 50-66.
[24] 李江一, 李涵. 消费信贷如何影响家庭消费? [J]. 经济评论, 2017, (2): 113-125.
[25] 潘敏, 刘知琪. 居民家庭“加杠杆”能促进消费吗？——来自中国家庭微观调查的经验证据[J]. 金融研究, 2018, (4): 71-87.
[26] 陈晓毅, 张波. 老龄化、 养老保障与我国农村家庭消费 [J]. 云南财经大学学报, 2014, (4): 87-95.
[27] 马芒, 吴石英. 人口老龄化进程中养老保障的消费增进效应——基于CHARLS数据的研究[J]. 社会保障研究, 2016, (2): 28-35.
[28] 康书隆, 余海跃, 王志强. 基本养老保险与城镇家庭消费: 基于借贷约束视角的分析[J]. 世界经济, 2017, (12): 165-188.
[29] 李春琦, 张杰平. 中国人口结构变动对农村居民消费的影响研究[J]. 中国人口科学, 2009, (4): 14-22.
[30] 李文星, 徐长生, 艾春荣. 中国人口年龄结构和居民消费: 1989～2004[J]. 经济研究, 2008, (7): 118-129.
[31] 王宇鹏. 人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究[J]. 中国人口科学, 2011, (1): 64-73.
[32] 毛中根, 孙武福, 洪涛. 中国人口年龄结构与居民消费关系的比较分析[J]. 人口研究, 2013, (5): 82-92.
[33] 罗光强, 谢卫卫. 中国人口抚养比与居民消费——基于生命周期理论[J]. 人口与经济, 2013, (5): 3-9.
[34] 李晓嘉, 蒋承. 我国农村家庭消费倾向的实证研究——基于人口年龄结构的视角[J]. 金融研究, 2014, (9): 115-127.
[35] 林晓珊. 家庭老龄化、 消费结构与消费分层——基于CFPS2012的数据分析[J]. 东南大学学报(哲学社会科学版), 2018, (3): 112-121.
[36] 朱勤, 魏涛远. 中国人口老龄化与城镇化对未来居民消费的影响分析[J]. 人口研究, 2016, (11): 62-75.
[37] 乐菡. 人口年龄结构变动对居民消费需求的影响研究[J]. 上海经济, 2018, (3): 71-85.
[38] 王聪, 姚磊, 柴时军. 年龄结构对家庭资产配置的影响及其区域差异[J]. 国际金融研究, 2017, (3): 76-86.
[39] 王聪, 廖婧琳. 居民融资选择意愿的影响因素及城乡差异[J]. 华南师范大学学报(社会科学版), 2017, (11): 14-22.
[40] 王聪, 杜奕璇. 生命周期、 年龄结构与我国家庭消费负债行为[J]. 当代财经, 2019, (3): 58-69.
[41] Koenker, R., Bassett, G.. Regression Quantiles[J]. Econometrica, 1978, 46(1): 33-50.
PopulationAgeStructureandHouseholdConsumptionBehaviorinChina——EmpiricalAnalysisBasedonMicro-dataofCFPS2016
WANG Cong DU Yi-xuan
Abstract:Using the data of China Family Panel Studies 2016 (CFPS2016), this paper examines the impact of population age structure on household consumption behavior in China from three aspects: consumption level, consumption structure and consumption structure. The results show that the proportion of the elderly population significantly reduces the level and rate of household consumption, especially the lowest income group, the lower income group and the highest income group being significantly affected; the ratio of the young population significantly increases the level and rate of household consumption, and the upper income group being significantly affected. As the proportion of the elderly population increases, the Engel coefficient of the family and the proportion of health care expenditure will increase, the proportion of clothing, daily use, transportation, communication expenditure will decrease; as the proportion of children decreases, the Engel coefficient of the family and the proportion of clothing expenditure will decrease, the proportion of transportation, communication, living and health care expenditure will increase. In this regard, the government and financial institutions should pay attention to the impact of age structure on household consumption behavior, adapt to the trend of household consumption demand through institutional construction and financial innovation, actively improve household consumption rate, and guide the optimization of household consumption structure and the upgrading of consumption level.
Keywords:age structure; consumption level; consumption rate; consumption structure
[中图分类号]F063.2
[文献标识码]A
[文章编号]1674-8298(2019)04-0136-17
[收稿日期]2019-04-26
[基金项目]国家社会科学基金项目“风险观念、年龄结构与我国家庭投资及消费行为研究”( 项目批准号: 18BJL116，项目负责人: 王聪)。
[作者简介]王聪，暨南大学经济学院金融学系教授、博士生导师，珠江学者，研究方向: 家庭金融、国际金融；杜奕璇(通讯作者)，暨南大学经济学院金融学博士研究生，研究方向：家庭金融、微观计量。
[责任编辑：戴天仕]
[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2019.04.011
[引用方式]王聪, 杜奕璇. 人口年龄结构与我国家庭消费行为——基于CFPS2016微观数据的实证分析[J]. 产经评论, 2019, 10(4): 136-152.
标签：家庭论文; 人口论文; 消费水平论文; 支出论文; 收入论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《产经评论》2019年第4期论文; 国家社会科学基金项目 "; 风险观念; 年龄结构与我国家庭投资及消费行为研究"; (18BJL116; 项目负责人:王聪)论文; 暨南大学经济学院金融学系论文;