人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)的消費(fèi)效應(yīng)分析

李豫新++程謝君

中圖分類號(hào)：F014.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)是居民消費(fèi)率變化的重要原因。本文基于生命周期假說，對人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行理論推導(dǎo)；應(yīng)用GMM廣義矩估計(jì)法考察了西部12個(gè)省區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，并得出相關(guān)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu) 居民消費(fèi) 理論模型 GMM估計(jì)

文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者從不同角度、采用不同方法對人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究，但目前尚未形成共識(shí)。有學(xué)者認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)是引起居民消費(fèi)率變動(dòng)的重要原因，而有的學(xué)者則持相反觀點(diǎn)。國外對此研究最早的當(dāng)屬M(fèi)odiglianni，F(xiàn) and Brumberg，RE（1954）提出的生命周期理論，該理論認(rèn)為人口撫養(yǎng)比的提高能夠顯著增強(qiáng)居民消費(fèi)傾向，進(jìn)而會(huì)提高居民消費(fèi)率。Schultz，T（2004）通過選取亞洲16個(gè)國家1952-1992年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立了HW模型，研究結(jié)論認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)與當(dāng)期消費(fèi)之間不存在依存關(guān)系。Hoioka Yuji Charles and J.Wan 等（2006）基于LH模型對中國分省家庭面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，證實(shí)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對居民消費(fèi)率的影響比較微弱。國內(nèi)學(xué)者對兩者關(guān)系的研究起步較晚，袁志剛、宋錚（2000）通過分析人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系，反證出人口年齡結(jié)構(gòu)顯著影響了居民消費(fèi)率。李文星、艾春榮等（2008）利用我國1989年至2004年的省際面板數(shù)據(jù)，并采用GMM估計(jì)方法進(jìn)行分析，結(jié)果表明少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)之間卻不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。李春琦、張杰平（2009）通過建立經(jīng)濟(jì)分析模型，認(rèn)為農(nóng)村居民有著十分穩(wěn)定的消費(fèi)習(xí)慣，少兒撫養(yǎng)系數(shù)及老年撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費(fèi)之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。張樂、雷良海（2011）通過使用1989-2008年20年的分省面板數(shù)據(jù)，對我國人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為我國少兒撫養(yǎng)系數(shù)與居民消費(fèi)之間呈正相關(guān)關(guān)系，而老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)之間呈反向變動(dòng)關(guān)系。劉鎧豪（2016）基于2000-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，使用擴(kuò)展的世代交替模型，認(rèn)為在城鎮(zhèn)地區(qū)少兒撫養(yǎng)系數(shù)與老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)均產(chǎn)生正向影響，而在農(nóng)村地區(qū)少兒撫養(yǎng)系數(shù)及老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)則都產(chǎn)生了負(fù)向影響。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)關(guān)系的研究多數(shù)是以宏觀視角為主，而缺乏基于某一地區(qū)的中觀研究；另一方面，多數(shù)文獻(xiàn)在選擇變量時(shí)，并沒有對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析，因此在選擇變量時(shí)難免有所偏頗。因此，本文以西部12省區(qū)為研究對象，基于生命周期理論構(gòu)建理論模型，采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法，對人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并在此基礎(chǔ)上，提出有助于提升居民消費(fèi)率的政策建議。

理論模型推導(dǎo)

對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間關(guān)系解釋最為全面的當(dāng)屬M(fèi)odiglianni F，Brumberg R.E的生命周期理論。該理論認(rèn)為，從微觀看，就個(gè)體一生而言，其收入在不同時(shí)期有著高低之分，為了滿足個(gè)人不同時(shí)期的消費(fèi)欲望，該個(gè)體傾向于使用儲(chǔ)蓄、借款及其他手段平滑一生的消費(fèi)。也就是說，個(gè)體可以通過制定最優(yōu)的消費(fèi)路徑，以期達(dá)到跨期效用最大化的目的。從人一生軌跡看，年輕時(shí)該個(gè)體有更強(qiáng)的消費(fèi)欲望，但可能不具備與消費(fèi)欲望相匹配的收入，形成負(fù)儲(chǔ)蓄。而成年時(shí)期由于消費(fèi)欲望有所消減，收入能力逐漸增強(qiáng)，不僅能夠償還年輕時(shí)的消費(fèi)債務(wù)，還能將一部分收入用于撫養(yǎng)下一代和為養(yǎng)老做一定儲(chǔ)蓄。步入老年之后該個(gè)體的收入有所減少，此時(shí)又會(huì)進(jìn)入負(fù)儲(chǔ)蓄階段，但年輕時(shí)所做的儲(chǔ)蓄恰好能對沖這一部分負(fù)儲(chǔ)蓄。因此，一般情況下，適齡勞動(dòng)人口對應(yīng)的是正儲(chǔ)蓄，而非適齡勞動(dòng)人口對應(yīng)的恰好相反。從宏觀看，就一國而言，可以將人口劃分為少兒群體、中青年群體及老年群體，中青年群體為社會(huì)產(chǎn)品的創(chuàng)造者，而少兒及老年群體為社會(huì)產(chǎn)品的純消費(fèi)者。

假設(shè)居民是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，并將居民消費(fèi)效用函數(shù)設(shè)定為：

式中，Ut為居民消費(fèi)效用，ct為居民消費(fèi)，θ為風(fēng)險(xiǎn)偏好系數(shù)，t為時(shí)間，且該效用函數(shù)滿足邊際效用遞減規(guī)律，即：Ut′ >0，Ut″ <0，且0<θ<1。

中青年不僅要承擔(dān)個(gè)人消費(fèi)量，還要擔(dān)負(fù)撫養(yǎng)小孩及贍養(yǎng)老人的重任，因此可以認(rèn)定少兒消費(fèi)數(shù)量與老年消費(fèi)數(shù)量均為中青年消費(fèi)數(shù)量的一固定比例，設(shè)定少兒消費(fèi)量及老年消費(fèi)量分別為：

其中，cty、ctn、cto分別為少兒、中青年及老年人消費(fèi)額，fy及fo表示少兒及老年消費(fèi)與中青年消費(fèi)的占比，且為一固定常數(shù)。用zty、zto分別表示少兒及老年撫養(yǎng)比，pt為商品價(jià)格，在時(shí)間t，每一個(gè)中青年所要負(fù)擔(dān)的總消費(fèi)為：

假設(shè)一個(gè)體所經(jīng)歷的中青年階段為T個(gè)長度，且每期工資收入為wt，在階段末該個(gè)體的儲(chǔ)蓄及其他資產(chǎn)為零，并且假設(shè)居民的時(shí)間偏好為一固定常數(shù)ρ。那么消費(fèi)者的消費(fèi)行為可以描述為：

r為利率，且約束條件用現(xiàn)值計(jì)算。因此拉格朗日函數(shù)為：

效用最大化的一階條件為：

（1）

（2）

由式（1）可知 ：

為了推導(dǎo)出中青年消費(fèi)這第一期所要負(fù)擔(dān)的全部消費(fèi)，將時(shí)期簡化為T=2，并令

由式（2）可知：

因此，

根據(jù)假設(shè)知w1為第一期創(chuàng)造的所有社會(huì)產(chǎn)品，即中青年在該時(shí)期的工資。因此，可以推斷時(shí)期1全社會(huì)的消費(fèi)傾向?yàn)椋?/p>

（3）

由式（3）可知，該理論模型認(rèn)為居民消費(fèi)傾向與人口年齡結(jié)構(gòu)有著密切的聯(lián)系，即居民消費(fèi)可以表示為人口年齡結(jié)構(gòu)、利率、價(jià)格等因素的函數(shù)。進(jìn)一步據(jù)居民消費(fèi)效用函數(shù)定義可知，0<θ<1，即1-1/θ<0，因此社會(huì)平均消費(fèi)傾向與少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比之間呈同向變動(dòng)關(guān)系。而理論與事實(shí)是否相符，則需要進(jìn)一步的實(shí)證分析。

人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)關(guān)系實(shí)證分析

（一）計(jì)量模型構(gòu)建

本文以居民消費(fèi)率為因變量，構(gòu)建了簡約式模型（1），并將模型的解釋變量分為三組：基本面變量X、著重關(guān)注變量Y、控制變量Z。

模型 （1）

式中，CON代表居民消費(fèi)率，用居民消費(fèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示；i和t分別表示地區(qū)和時(shí)間，β0、β1、β2、β3為待估參數(shù)，μi表示不可觀察的地區(qū)效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?；久孀兞縓包含了按可支配收入法核算的人均GDP增長率（RGDPI）及實(shí)際利率（R）兩個(gè)變量，以刻畫居民消費(fèi)基礎(chǔ)——居民可支配收入及其增長。

根據(jù)理論模型，為了考察人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，將0-15歲少兒人口占總?cè)丝诘谋戎丶瓷賰簱狃B(yǎng)比（YDR）和65歲及其以上人口占總?cè)丝诘谋戎丶蠢夏険狃B(yǎng)比（ODR）定為關(guān)注變量Y。

控制變量Z包括：第三產(chǎn)業(yè)的增加值占GDP比重（SC）。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠通過影響商品服務(wù)質(zhì)量而影響居民消費(fèi)性支出，且第三產(chǎn)業(yè)比重越高，居民消費(fèi)率也越高；通貨膨脹率（INF）。一般情況下，通貨膨脹預(yù)期能夠降低人們的真實(shí)利率預(yù)期，促使居民更多的消費(fèi)，即通貨膨脹與居民消費(fèi)之間存在正相關(guān)關(guān)系；政府財(cái)政支出占GDP比重（BGDP）。政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)和引致效應(yīng)，因此政府財(cái)政支出占GDP的比重與居民消費(fèi)之間的關(guān)系取決于擠出效應(yīng)與引致效應(yīng)的大??；城鎮(zhèn)化（URB）。 城鎮(zhèn)化是培養(yǎng)消費(fèi)增長極的重要手段，一般而言城鎮(zhèn)化水平越高，居民消費(fèi)率也越高；城鄉(xiāng)居民收入差距（RUI）。在城鄉(xiāng)二元社會(huì)背景下，我國存在著較大的城鄉(xiāng)收入差距，因而居民消費(fèi)的異質(zhì)性也比較大，在分析人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)的關(guān)系時(shí)，有必要將城鄉(xiāng)收入差距加以考慮。

通過選取以上指標(biāo)，進(jìn)一步將模型（1）擴(kuò)展為靜態(tài)模型（2）：

模型 （2）

同時(shí)，為了更好的刻畫我國居民的消費(fèi)惰性，避免模型因內(nèi)生性問題而導(dǎo)致估計(jì)存在偏誤，將靜態(tài)模型（2）進(jìn)一步擴(kuò)展為動(dòng)態(tài)模型（3）：

模型 （3）

（二）數(shù)據(jù)說明

本文以西部地區(qū)12個(gè)省份（新疆、西藏、甘肅、陜西、寧夏、內(nèi)蒙古、青海、四川、重慶、廣西、云南、貴州）為樣本，時(shí)間跨度為2000-2014年。其中GDP、居民消費(fèi)額、CPI、人均GDP、人口等數(shù)據(jù)來自各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，利率值來自“中國人民銀行網(wǎng)站”，第三產(chǎn)業(yè)增加值等其他數(shù)值來自“中經(jīng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫”。并對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：為消除物價(jià)上漲及通貨膨脹的影響，用以2000年為定基的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算出實(shí)際GDP及實(shí)際人均GDP；實(shí)際利率（R）用年存款利率的加權(quán)平均值減通貨膨脹表示，其中通貨膨脹（INF）為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)減100；為了盡可能的優(yōu)化數(shù)據(jù)質(zhì)量，衰減異方差，對各變量取對數(shù)。

（三）方法選取

為了有效克服變量的自相關(guān)性及內(nèi)生性，本文將用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)GMM估計(jì)方法對模型進(jìn)行估計(jì)。動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)分為一步及兩步GMM估計(jì)。理論上，兩步GMM估計(jì)存在向下偏倚的傾向，雖然這種偏倚經(jīng)過有效的調(diào)整后會(huì)縮小，但是并沒有帶來效率提升，還會(huì)導(dǎo)致估計(jì)量可靠性不強(qiáng)，因此現(xiàn)實(shí)應(yīng)用中，多用一步GMM估計(jì)?；诖耍疚囊矊⑹褂靡徊紾MM估計(jì)。

（四）實(shí)證結(jié)果及分析

應(yīng)用Stata12統(tǒng)計(jì)軟件，對動(dòng)態(tài)模型（3）進(jìn)行了一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)及一步差分廣義矩估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表1。為了便于比較，本文一并給出了靜態(tài)模型（2）的固定及隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。靜態(tài)模型豪斯曼檢驗(yàn)的P值為0.1715，接受原假設(shè)，選擇隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)使用的工具變量為滯后兩階的BGDP、SC、R、INF、RUI及RGDPI，Sargan檢驗(yàn)表明所選工具變量均有效。AR（2）的P值不顯著，說明擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)性。對比差分GMM估計(jì)及系統(tǒng)GMM估計(jì)可以看出，系統(tǒng)GMM估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差小于差分GMM估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差，因此本文主要分析系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果。

1.少兒撫養(yǎng)比（YDR）對居民消費(fèi)（CON）的影響顯著為正，即意味著隨著少兒撫養(yǎng)比的下降，居民消費(fèi)率會(huì)相應(yīng)的降低。這一結(jié)論與理論模型結(jié)構(gòu)相符，也與西部地區(qū)的現(xiàn)實(shí)情況相符。事實(shí)上，第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示西部12省區(qū)少兒撫養(yǎng)比比第五次人口普查下降了9.64個(gè)百分點(diǎn)，由32.14%下降到了22.5%。雖然對于家庭孩子數(shù)相對較少的家庭而言，父母會(huì)增加對孩子教育等方面的投資，但其總的撫養(yǎng)費(fèi)用還是會(huì)少于孩子數(shù)量較多的家庭所支出的撫養(yǎng)費(fèi)用，這就造成了居民消費(fèi)率的下降。并且，中國父母歷來都有“養(yǎng)兒防老”的思想觀念，加之現(xiàn)收現(xiàn)付的養(yǎng)老制度也未能覆蓋西部城鄉(xiāng)老年人口全體，在少兒數(shù)量逐步減少的現(xiàn)實(shí)面前，父母會(huì)相應(yīng)的增加“儲(chǔ)蓄”而減少消費(fèi)，以備日后養(yǎng)老之用。因此我國西部地區(qū)居民消費(fèi)率一直走低。

2.老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)率的影響顯著為負(fù)，西部地區(qū)老年撫養(yǎng)比每上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)率將相應(yīng)的下降0.3154個(gè)百分點(diǎn)。理論上，老年人只會(huì)使用年輕時(shí)的儲(chǔ)蓄進(jìn)行消費(fèi)，因而老年撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與居民消費(fèi)率成正相關(guān)關(guān)系。這與我國的現(xiàn)實(shí)情況基本相符。中國老人歷來十分重視子女的效用。在當(dāng)前房價(jià)居高不下、生活成本日益攀升的現(xiàn)實(shí)下，大部分老人為了減輕子女的負(fù)擔(dān)、提高子女的效用，會(huì)選擇節(jié)衣縮食以為子女留下更多的財(cái)產(chǎn)；西部地區(qū)乃至全國社會(huì)保障體制及養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不健全，在面對不確定的死亡日期及疾病的情況下，謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)會(huì)促使老年人壓縮當(dāng)前消費(fèi)而選擇做一定的儲(chǔ)蓄，因此遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)及謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)的聯(lián)合作用會(huì)在很大程度上抵消老年人口增加而帶來的居民消費(fèi)率上升。從長期看，老年撫養(yǎng)比越高，則社會(huì)用于生產(chǎn)的資本就越少，產(chǎn)出也越少，人均資本存量會(huì)被壓縮，進(jìn)一步的會(huì)降低未來產(chǎn)出，從而會(huì)抑制長期消費(fèi)。而反過來，通過促進(jìn)老齡人口增加消費(fèi)的方式提升居民消費(fèi)率也是不可持續(xù)的，因?yàn)檫@會(huì)擠占代際轉(zhuǎn)移資源，減少后代的“原始資本”，使很多家庭陷入“代際貧困”，社會(huì)全體跨越中等收入陷阱也會(huì)變得舉步維艱，對于農(nóng)村更是如此。

3.居民消費(fèi)率的滯后一期值顯著為負(fù)，過去居民消費(fèi)率低并不能夠降低下一期的居民消費(fèi)率。隨著商品種類日趨多樣化及中外消費(fèi)觀念的碰撞，居民消費(fèi)理念連續(xù)且穩(wěn)定的格局逐漸被打破，消費(fèi)惰性對居民消費(fèi)率的影響逐漸被弱化。對動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行OLS及固定效應(yīng)分析之后發(fā)現(xiàn)CON（-1）GMM∈（CON（-1）FE，CON（-1）OLS），即居民消費(fèi)率滯后一階的系數(shù)通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說明這一結(jié)論具有一定的可靠性。

4.人均實(shí)際GDP增長率（RGDPI）、實(shí)際利率（R）、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（SC）、城鄉(xiāng)收入差距（RUI）及政府財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（BGDP）對居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)。人均實(shí)際GDP增長率系數(shù)顯著為負(fù)說明西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長所帶來的居民收入水平的提高并未有效的轉(zhuǎn)化為消費(fèi)，而是轉(zhuǎn)化成了儲(chǔ)蓄；實(shí)際利率（R）與居民消費(fèi)率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明消費(fèi)者具有前瞻性，但由于樣本期內(nèi)（2000-2014年）實(shí)際利率一直在零上下震蕩波動(dòng)，并未呈現(xiàn)顯著的增長與下降態(tài)勢，因此從整個(gè)樣本期內(nèi)看，實(shí)際利率的變動(dòng)并不能解釋居民消費(fèi)率的下降；第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（SC）對居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)的原因可能是在西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與調(diào)整的過程中，并未真正起到吸納勞動(dòng)力的作用，居民也并未真正的從這一過程中享受到與之相對等的福利；城鄉(xiāng)收入差距（RUI）是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大最根本的因素，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大會(huì)使得農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向下降，在當(dāng)前西部地區(qū)農(nóng)村人口數(shù)大于城鎮(zhèn)人口數(shù)的背景下，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距是提高居民消費(fèi)率的重要手段；政府財(cái)政支出占GDP的比重（BGDP）對居民消費(fèi)率的提高有一定的阻礙作用，這可能是由于凱恩斯的財(cái)政需求政策并不能真正起到刺激需求的效果，這種政策在實(shí)施過程中由于稅收的增加存在壓縮居民收入的可能性，從而壓制居民消費(fèi)。

5.通貨膨脹（INF）與城鎮(zhèn)化（URB）對居民消費(fèi)率的影響顯著為正。通貨膨脹率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)率將提高0.4168%。事實(shí)上，2004年以后西部12省區(qū)各省通貨膨脹率均大于0，作為一個(gè)理性的消費(fèi)者，居民會(huì)傾向于消費(fèi)，從而提高居民消費(fèi)率；城鎮(zhèn)化是培育消費(fèi)增長極的重要手段，更為重要的是城鎮(zhèn)化能夠通過改變城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)，縮小最底層居民的比例而縮小居民收入差距，進(jìn)而有效拉動(dòng)內(nèi)需，因此長久以來城鎮(zhèn)化作為拉動(dòng)內(nèi)需的的手段一直被推崇。

對策建議

第一，政府應(yīng)進(jìn)一步松綁“二孩政策”，以優(yōu)化人口年齡結(jié)構(gòu)，防范人口年齡結(jié)構(gòu)過于失衡，以期通過改善人口年齡結(jié)構(gòu)拉動(dòng)居民消費(fèi)率；同時(shí)，還應(yīng)逐步改變現(xiàn)行的養(yǎng)老制度，擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面，解除老年人的后顧之憂；適當(dāng)?shù)恼魇铡斑z產(chǎn)稅”，以逐步消除老年人的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)。

第二，居民消費(fèi)惰性不再明顯的研究結(jié)果表明西部地區(qū)居民消費(fèi)需求趨于多樣化，這與居民消費(fèi)率下降的事實(shí)形成鮮明對比，揭示了我國商品種類、質(zhì)量等難以滿足百姓需求的現(xiàn)實(shí)，從中也折射出供給側(cè)改革十分必要。

第三，要發(fā)揮城鎮(zhèn)化在提升居民消費(fèi)率方面的作用，大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，但是也要防范“偽城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象，否則會(huì)得到適得其反的后果。

第四，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，政府應(yīng)該著重提高農(nóng)村低收入者的收入，切實(shí)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)能力。