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進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現。3我國居民消費變化的趨勢特點

(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮、農村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉居民的消費水平將大幅度提高。

(2)消費能級不斷提高,消費內容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結構改善的同時,城鄉居民的消費能級不斷提高。

(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務類消費繼續攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。

4我國大部分地區居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略

(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內一國(或地區)居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。

(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現過波動,但是整體上保持穩定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。

(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(通常為一年或一個季度)一國(或地區)最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。

以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。

論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析

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(三)估計方法由于居民在長期的消費實踐中會形成消費習慣，前期的消費對當期消費會產生影響，居民消費存在棘輪效應，將上期居民消費量作為被解釋變量加入到模型中，構建動態面板數據模型。由于在動態面板中普遍存在自相關、異方差和個體效應。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關研究中提出，動態面板數據廣義矩估計方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個體效應，另一方面可以通過使用解釋變量的滯后項作為工具變量來解決解釋變量的內生性問題。居民消費率和一些解釋變量之間可能是同時決定的，動態面板GMM估計通過選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內生性問題;當不可觀察的變量與解釋變量相關，或是遺漏了某些個影響因素時，GMM使用差分轉換數據還可以克服遺漏變量問題。為此，采用動態面板GMM估計方法是合適的，而靜態面板估計會使得結果產生偏誤。差分GMM估計法可以通過對模型進行一階差分來處理“動態面板偏差”(dynamicpanelbias)問題。但差分GMM估計必須滿足兩個前提條件:回歸方程的隨機誤差項εi，t不存在自相關;以及內生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點是無法估計個體效應ξi的系數以及可能導致弱工具變量問題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個系統進行廣義矩估計，被稱為“系統GMM”(SystemGMM)。系統GMM的優點是可以提高估計的效率，并且可以估計不隨時間變化的變量的系數。其缺點是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項與個體效應無關。一般情況下，系統GMM的估計方法要優于差分GMM的估計方法。系統GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計。相對于一步法，二步法估計不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進行估計。為了檢驗工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進行Sargan檢驗，其原假設是模型過度識別約束有效;另外還需要對隨機誤差項的一階和二階序列自相關進行檢驗，其原假設是隨機擾動項不存在自相關。

二、實證結果與分析

在使用模型(2)進行估計之前，按照大多數研究的做法，首先研究居民消費與城鎮化以及少兒撫養比與老年撫養比之間的線性關系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統GMM方法進行對比分析，實證結果見表2。表2給出了全國水平動態面板的差分和系統GMM估計結果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計結果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統GMM估計結果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過了Sargan檢驗，說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，而不存在高階序列相關，差分GMM估計結果不能拒絕模型中“隨機擾動項不存在自相關”的原假設，說明差分GMM的估計量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數GMM估計方面，滯后一期的居民消費率估計系數的符號為正，說明居民的消費習慣對居民消費產生較為顯著的影響。原因可能是中國自古崇尚節儉，這種消費習慣是導致目前我國居民消費不足而儲蓄增加的一個非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計系數為負，且在10%的水平下未通過顯著性檢驗，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過了檢驗，且符號為正，說明在加入控制變量以后，模型得到了優化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結構而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為正，說明就全國水平而言，少兒撫養比的提高會增加居民的消費需求，其原因可能是少兒沒有參加工作，是家庭和社會凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為負，說明老年撫養比的提高會阻礙居民消費的提高，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儉，開支較小。我國的少兒撫養比從1982年實施計劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養比的下降和老年撫養比的增加同時降低了居民的消費需求拉動力。此外，我們也發現2008年時間虛擬變量的估計結果顯著，表明金融危機對居民消費具有一定程度的影響。由于系統GMM方法能夠解決模型內生性問題和遺漏變量問題，文章給出了系統GMM法的估計結果———模型(3)和模型(4)，兩個模型都通過了Sargan檢驗和擾動項無二階序列相關檢驗。在系數估計方面，與差分GMM估計法相比，不管是顯著性水平還是符號，兩者的差別不大，但是系統GMM法的Sargan檢驗值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說明系統GMM的估計方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計法進行估計。綜合上述分析，城鎮化與居民消費之間呈正向關系，目前的人口年齡結構與居民消費呈負向關系。但是從散點圖1中可以看出，城鎮化與居民消費之間并不是正向關系，而是在起初階段時呈現負向關系。鑒于此，文章采用模型(2)進行估計，即加入城鎮化的二次項，分析城鎮化對居民消費的影響形式，估計結果見表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統GMM方法的估計結果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過了Sargan檢驗和隨機擾動項無自相關檢驗。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平沒有全部通過以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養比與老年撫養比的系數符號與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計結果更為準確。根據模型(1)～(5)計算出城鎮化拐點分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮化對居民消費并非簡單的正向關系，而是存在正U型關系。這可能是由于在城鎮化初期，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，居民消費率在城鎮化前期一直是下降的。而當城鎮化發展到一定成熟階段，大部分居民住房問題得到解決，收入預期得到提高，居民會增加消費。這就不難解釋近些年來我國居民消費率持續下降的原因，在城鎮化初期，城鎮化與人口年齡結構的雙重負作用，是居民消費率下降的主要原因。2010年，我國的城鎮化水平突破50%，已經接近拐點水平，城鎮化的持續發展會提高居民的消費率。

在分析全國居民消費下降的原因的基礎之上，嘗試研究居民消費在不同地區之間的差異。為了探討影響居民消費的區域差異，文章分別從東部、中部和西部進行模型的估計。在進行模型估計之前，分別對東部、中部和西部居民消費與城鎮化分別進行關系散點圖分析(散點圖略)，結果表明不存在明顯U型關系。因此文章建立線性模型進行估計，估計結果如表4所示。由于系統GMM法要優于差分GMM的估計方法，因此東中西部地區均采用系統GMM估計法進行估計。由表4可知，所有模型均通過了Sargan檢驗，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，而沒有高階序列相關，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關的原假設。在所有模型中，各地區居民消費率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當期消費。收入差距(GAP)沒有出現在模型估計結果中，可能因為收入差距對居民消費需求不是簡單線性關系，也可能不同省份城鄉收入差距對居民消費影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實證結果為城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系相一致。地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)對居民消費影響也不確定，可能是居民消費支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區居民可支配收入占地區GDP比例不盡相同，通過人均GDP測算一個地區居民可支配收入可能不準確。例如:主要是靠投資拉動和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國企，這樣的模式導致GDP確實很大，但老百姓從中取得的收入比重不會太高，這也就是外界通常所說的“只長骨頭不長肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業為主，非公經濟占比較高，GDP增長與居民收入的關聯度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區，URB的估計系數在5%的水平下顯著為正，其系數值為0.142，說明城鎮化率為增加1%，居民消費率會隨之增加0.142個百分點。

東部地區城鎮化的平均水平為62.39%，已超過拐點水平，城鎮化的繼續發展會促進居民消費的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結構方面，少兒撫養比沒有通過顯著性檢驗，但其符號為正，說明在東部地區少兒撫養比對居民消費率起推動作用。老年人口撫養比在1%的顯著性水平下通過了檢驗，其值為－0.3969，說明老年撫養比每增加1%，居民消費率會隨之下降0.3969個百點。人口年齡結構在東部地區的作用效果與全國水平類似。就中西部而言，城鎮化對居民消費的促進作用并不顯著。中部和西部地區城鎮化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點的左端。在城鎮化初期，居民首要問題的是住房問題。住房占去居民大部分的消費開支，從而縮減居民在其他方面消費的開支。在人口年齡結構方面，中部地區少兒撫養比和老年撫養比對居民消費的影響都顯著為正，西部地區老年撫養比雖然沒有通過顯著性檢驗，但其作用效果與中部地區類似，而與東部地區相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮化推進，越來越多老年人開始關注自身健康，增加醫療保健開支，二是中西部老年人收入比東部地區低;兩者導致老年人口比重上升，提升居民消費比重。為了給出更加準確的解釋，給出中西部居民醫療保健消費支出的不同。在醫療保健方面，中西部地區城鎮和農村的消費支出占比都要高于東部地區，這與中西部的經濟發展水平和醫療保障水平有關，醫療保障水平低會增加居民對醫療保健的投入。以上是基于東中西部地區分析城鎮化和人口年齡結構對居民消費率的影響。可以看出，在東部地區，城鎮化的持續發展會推動居民消費率的提高，而在中西部地區，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結構方面，少兒撫養比在東中西部都起推動作用，而老年人口撫養比在東部地區起阻礙作用，而在中西部地區起一定的推動作用。

篇3

當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。

關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。

二、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經濟發展方式的機理

從產業結構的視角看，居民消費結構是指各產業產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家庫茲涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業的生產調整，最終產品產業生產的調整會引起資源在不同產業間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業協調發展必然促進經濟發展方式轉變。然后，經濟發展方式引導和決定三大需求協調拉動經濟發展，收入決定消費，經濟的發展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業結構的變動，產業結構的變動決定著經濟發展方式的變動，反之，經濟發展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。

居民消費結構與經濟發展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力

社會經濟發展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發展、國民經濟是否良性循環的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發展空間。然而，從目前發展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。

三、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態聯立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應。考慮到統計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。

文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業結構是中間變量，用三大產業占GDP比重，即第一產業比重（PFI），第二產業比重(PSI)、第三產業比重(PTI)作為產業結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩的時間序列，經過一階差分后為平穩I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協整向量進行正規化后可以得到對應的協整關系表達式為:

由協整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業的系數均為負值，顯然，三大產業結構與農村居民消費結構脫節。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農村居民消費結構變動與三大產業結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3

由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業結構之間存在單向因果關系，而第三產業與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業中，只有第一、二產業結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業的發展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業結構與經濟增長都存在雙向因果關系。可見，第二、三產業對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的動態影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業的協調發展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的動態變化。具體分解結果如表5。

由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業的變動解釋。可見，農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。因此，調整產業結構，大力發展第三產業，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結論與政策建議

綜上可知：我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。然而，目前我國產業結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優化，適時調整三大產業結構，實現經濟增長方式的轉型。

（一）建立農民增收的長效機制，穩定農村居民的消費預期

首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業內部挖掘農民持續增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業結構優化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養那些示范效應強，能夠帶動相關產業發展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。

（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業結構調整

首先，適時調整農業結構，發展農業生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業生產結構和農業的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發展高產優質高效農業，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優勢產業群體，延伸產業鏈條，推進農業產業升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業結構，生產適合農民消費水平的工業消費品。第三，大力發展農村服務業，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環境和“軟”環境，提高農村居民消費的幸福指數。

（四）縮小城鄉居民消費差距，促進消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉居民消費差距，應從合理調節城鄉居民收入差距入手。首先，穩定和完善農村稅收政策。繼續通過對農業生產資料從生產到銷售各個環節實行稅收減免，降低農業生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業生產環節，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫療衛生狀況報告［J］.中國發展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻：

［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇4

一、我國消費結構及消費結構升級現狀

消費結構反映人們的消費水平、消費質量、和消費需求的滿足狀況，其變化對社會經濟的發展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費結構的升級也稱“消費革命”，是指一個社會的消費需求的變化與發展，即代表一個消費時代的主流商品的升級和變革的過程。所謂主流商品，也就是大多數消費者已經或即將把主要支付集中在其身上的商品。這里的革命更多地體現出的是外延型的躍遷，即從無到有的過程。當然也包括了消費重點和熱點的變化。

改革開放后我國消費結構升級的階段性特點

以滿足吃穿為重點的溫飽型階段（1978 ― 1984 年）。在這一階段，隨著居民收的增加，居民消費的重點主要是滿足基本的生活需求即解決溫飽問題，所以這一階段食品和衣著消費占到居民消費支出的70% ― 80%。自行車、手表和縫紉機是該時期的主要消費熱點或標志性商品。

一般耐用消費品普及階段（1985 ―1991 年）。這一階段是我國城鎮居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進行的第二次消費結構升級過程免費論文下載。在這次升級過程中，城鎮居民的邊際消費傾向呈明顯的上升趨勢畢業論文題目，彩色電視機、電冰箱、洗衣機是該時期的主要消費熱點。城鎮居民消費從千元級邁向萬元級，形成了以家用電器普及為代表的耐用消費品熱潮。

以居住、家庭設備等為重點的優化生活品質階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國正式確立了市場經濟體制，商品市場化程度迅速提高，勞動力等要素的市場化也逐步展開，城鎮居民收入水平邁上新的臺階，家庭消費呈現出新的變化趨勢：居民的住房消費支出增加，居住條件得到明顯改善；空調、大容量冰箱、影碟機、組合音響、家庭影院、高清晰度彩電、中高檔樂器（如鋼琴）、健身器材、手機、個人電腦等多種新一代消費熱點產品大量進入尋常百姓家庭；城鎮居民用于通訊、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽車、教育文化、旅游等為重點的享受型和發展型階段（從2001 年起）。新一輪消費結構升級是指本階段的完成過程。這一階段，家用汽車、住房至今等十萬元至幾十萬元的大型耐用消費品成為城鎮居民關注和消費的熱點，以教育為龍頭的教育、通信、文化娛樂、旅游等服務類消費大幅攀升。對我國城鎮居民而言，新一輪消費結構升級的本質是生活質量從小康向富裕的過渡和轉變。

(二)、目前我國所處的消費結構升級階段是“住行消費革命”，顧名思義，與住行直接關聯的產業面臨大力度的改革和發展。那么，這些產業即現階段培育出的市場熱點，已經具備了主流商品的市場。但這些商品在現有的市場運行和操作中，亟待解決的一些問題成為其發展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國已竣工的通過房地產開發商經營的積壓房為9124萬M2,市值大約為2000億元。而我國的住房消費支出使用恩格爾系數計算不足5%，與國際標準的20%相差甚遠。房屋的價格畸高，需要住房的人絕非少數，卻沒有足夠的支付能力，只能表明這個市場還不夠發達，市場化程度低。在這種情況下畢業論文題目，住房信用貸款就可以緩解供需矛盾，從2000年起個人按揭貸款購房已經成為市場主流。有資料表明，個人購買商品住房占商品房銷售總量的90%，而且代表著未來的發展趨勢。同時，商業銀行也向消費者以自有產權的房屋為抵押申請用于裝修房屋、購置家家電支出發放的一次性貸款。這些新的貸款辦法的出臺，在一定程度上也將這些商品的需求能量逐漸釋放，不失為一個一舉兩得的好方法。同等道理也適用于我國的轎車行業，我國目前人均保有量為20輛/萬人，與世界平均水平的1輛/11人的差距是巨大的。當然，也從另一個角度反映出中國轎車市場潛力的巨大。

二、分析方法

擴展線性支出系統模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經濟學家Luch于1973年在美國經濟計量經濟學家Stone的線性支出系統模型的基礎上推出的一種需求函數系統免費論文下載。目前被廣泛用于對消費結構的研究中，本文也將采取這一分析定量實證研究方法，用數據說明消費結構升級問題及亟待解決的消費信貸問題。 該系統假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，并且認為基本需求與收入水平無關，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。

假設將人們的消費支出具體劃分為I類，則各類商品的消費支出可以用模型表示為：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

其中，Vi是對第I類商品的消費支出， Pi和qi分別為第I類商品的價格和基本需求量，βi為邊際消費傾向，V0為基本需求總支出，Y為收入水平。該模型即為“擴展線性支出系統模型”（ELES模型）。

如果樣本數據為橫截面數據，可用最小二乘法對模型進行估計畢業論文題目，則可以設：

αi=Piqi-βiV0 (2)

則模型（1）可以表示為：Vi=αi+βiY (3)

對公式（2）兩端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用彈性公式計算相關系數

收入彈性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自價格彈性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互價格彈性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中國城鎮居民的收入與消費支出情況（數據來源于《中國統計年鑒》）并2001年為基年進行了處理，（表略），對城鎮居民消費結構及其變化進行定量分析。

三、消費支出構成分析及邊際消費傾向實證分析

（一）、消費支出構成

表1 城鎮居民家庭平均全年消費性支出的構成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設備用品及服務

醫療保健

交通通訊

娛樂教育文化服務

居住

雜項商品及服務

2000

39.18

10.01

8.79

6.36

7.9

12.56

10.01

5.17

2005

36.69

10.08

5.62

7.56

12.55

13.82

10.18

3.5

2007

36.29

10.42

6.02

6.99

13.58

篇5

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

篇6

隨著居民收入的逐步上升與生活質量的不斷提高，居民生活引發的碳排放會越來越大。在國家積極探索內需拉動經濟的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現可持續發展、可持續消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數、平均消費傾向、平均家庭規模、居民能耗結構等[1-3]，不過不同因素影響效應的程度與減排潛力存在明顯區別。首先，平均消費傾向呈現逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應，但不能依靠該因素達到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內需政策相左。其次，平均家庭規模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規模以達到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結構呈現出無序的變動態勢、各種能源比例需要進一步升級、優化，盡量使其對居民碳排放的影響效應明顯化。最后，文獻對于碳排放強度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數對其碳排放的影響效應有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數就成為基于居民部門節能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產品的數量，屬于影響居民部門碳排放的內生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結構密切相關。鑒于此，根據居民消費結構與碳排放系數的變動特征，在考慮城鄉居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應，并對使其降低的有效途徑進行相應探索是非常重要的。

1 居民消費結構與居民消費碳排放系數的變動

1.1 居民消費信息熵

消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結構的動態演變規律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結構特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結構演變規律。根據信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：

為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結構特征，是對居民消費無序度的量化。數值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結構是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數值越大，相應的消費結構越好，而在有序的變動過程中，趨于穩定，才視為良好的發展狀態。

1.2 居民消費碳排放系數

借鑒生產總值碳排放強度與能源碳排放系數的定義，居民消費碳排放系數稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內需啟動經濟發展、倡導可持續消費模式的重要方面。

1.3 居民消費結構與居民消費碳排放系數的動態演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結構與碳排放系數呈現不同方向階段性波動：

1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設備用品及服務類消費支出的比重上升，引起結構變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數上升。1993～2002年居民消費結構中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設備用品及服務等支出比重持續上升，居民消費結構處于由低級向高級的逐漸轉變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進而居民生活碳排放系數持續下降。

2003～2007年居民消費結構持續升級，引發居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進而促使這一時期居民生活碳排放系數的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數呈現不同方向變動，前者持續增加，能源與環境壓力的持續增強促使節能減排成為“十一五”規劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續消費或綠色消費，鼓勵消費節能型產品，引導居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數下降。

由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結構對居民消費碳排放系數的影響效應存在差異[12]。因此，中國居民消費結構如何升級、優化調整才能促進居民部門節能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數與居民消費結構變動之間呈現的是非線性特征，因此不能簡單地應用以往的線性模型設定兩者關系，應該建立適合兩者真實互動的關系的模型。閾值協整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現線性關系的模型，因此在考慮城鄉居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協整模型，揭示中國居民生活碳排放系數因居民消費結構變動與城鄉居民消費差異不同而呈現機制轉移的非線性效應。

2 理論模型

2.1 城鄉消費差異的泰爾系數

由于我國呈現二元結構，城鄉消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉消費水平差距的影響，因此構建基于居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型時，需要兼顧城鄉居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標沒有反映城鄉居民人口比重的變化，故計算度量城鄉居民消費水平差異泰爾系數[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮居民與農村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉消費水平差距呈現先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協整模型的設定

表示居民消費碳排放系數， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉居民消費差異的泰爾系數。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數呈現非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數 ，大小位于 連續函數，反映居民消費結構對其碳排放系數的影響效應隨著變動程度的不同而發生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數，表示機制發生轉移時閾值變量的取值。因此，居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型可設定為：

3 模型的檢驗與估計

3.1 變量的單位根檢驗

為確保數據適合構建閾值協整模型，雖然變量不一定是平穩序列，但一階差分序列必須是平穩的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進行檢驗，結果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數與城鄉居民消費差異的泰爾系數不平穩，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進行下一步的操作。

3.2 有關平滑轉移函數 存在與形式確定的檢驗

確定平滑轉移函數 是否存在與具體的形式，首先確定機制轉移發生的位置參數，其次進行非線性檢驗，證明在位置參數確定的情況下所設置的模型呈現非線性；最后確定平滑轉移函數的具體形式。

3.2.1 確定機制轉移位置參數

位置參數的確定方法是基于平滑轉移函數的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數化后得到：

針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據 函數值最小確定相對最優模型，或者擬合優度即 最大時所對應的 即為機制發生轉移的位置參數。本文選取 的取值范圍在 ，根據表1的結果，選取 最大時對應的 。

3.2.2 非線性檢驗

進行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設，認為該模型存在非線性。由表2的檢驗結果得知，拒絕存在線性的原假設，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉移函數 具體形式的確定

通常平滑轉移函數形式有兩種，指數函數與邏輯函數，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設與備擇假設的設定不同，本文設定原假設 ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數函數，否則為邏輯函數。根據表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數形式為邏輯函數。

3.3 閾值協整檢驗

根據估計的平滑轉移函數 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩序列，則該模型為閾值協整模型。可以采用部分殘差進行檢驗[18]，檢驗統計量設定為：

4 實證分析

4. 1模型的估計結果

為確定閾值參數，對式（4）進行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結果如下：

光滑函數的結果反映在考慮城鄉居民消費差異的情況下，居民消費結構對居民生活碳排放系數產生長期效應，呈現非線性特征。其中光滑參數 ，表明這種非線性效應機制轉移的速度較為緩慢。

4.2 分階段分析

閾值參數 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數的非線性轉移發生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數的影響效應遵循第一機制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉居民消費差異的泰爾系數分別為0.76與0.94，由于居民消費結構的變動引起居民生活碳排放系數分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達到小康水平，居民消費結構比較單一，處于低級變動狀態時，對居民生活碳排放系數的影響效應為負，利于居民生活能源效率的提高。

當居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數 周圍波動時，估計的光滑轉移函數 介于0與1之間，從而使得居民消費結構變動對居民生活碳排放系數的影響效應在第一機制與第二機制之間平滑轉移，由 反映，影響效應由負向正、繼而由正向負平滑轉換。2003～2007年居民消費結構中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數分別提高0.48與0.51，表明居民消費結構處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于1或接近于1，這段時期居民消費結構對居民生活碳排放系數的影響效應服從第二機制，由 反映。居民消費結構中各消費項目呈現不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設備用品及服務與教育文化娛樂服務類支出為主，食品支出為輔的消費格局。“節能減排”理念引導居民向低能耗與低排放的方向轉變，引起居民生活碳排放系數在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結構變動對碳排放系數的影響效應為負，有利于居民生活中節能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結構變動促進居民部門節能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。

4.3 對居民生活碳排放系數的偏效應

根據估計結果分別計算居民消費結構與城鄉居民消費水平差距對碳排放系數的偏效應。如圖3所示，居民城鄉消費水平差異的泰爾系數對居民生活碳排放系數由負效應逐漸向正效應轉變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉消費差距逐漸成為阻礙居民部門節能減排的重要因素。居民消費結構的變動對居民生活碳排放系數的偏效應，呈現先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態勢，不過后續降低效應不具有明顯性。

5 結論

在考慮城鄉居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型。得到主要結論如下：

第一，1985～2013年中國居民消費結構變動對居民消費碳排放系數的長期效應，因消費結構優化、升級變動，而呈現非線性的轉換與演變：1985～2002年居民消費結構中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結構對碳排放系數的影響效應服從第一機制，呈現負效應。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數上升，這一時期居民消費結構呈現增加效應，在第一機制與第二機制之間平緩轉換。2008～2013年受節能減排政策以及可持續消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進而引起居民生活碳排放系數的降低

第二，與之相一致，居民消費結構變動對碳排放系數的偏效應由負向正轉換，繼而向節能的方向演變，但負效應不是很顯著。同時城鄉居民消費差異對居民消費碳排放系數的影響效應整體上呈現負效應，逐漸向正效應演變，表明城鄉消費差異不利于居民部門碳排放系數的降低。

從長期上看，中國需要進一步優化居民消費結構，提倡可持續消費模式、降低居民消費碳排放系數；同時縮減城鄉居民消費差異，提高區域消費水平均衡化，從居民部門出發，促進節能減排工作的順利進行。

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篇7

消費是國民經濟的重要組成成分，是推動經濟發展的“三駕馬車”之一。鼓勵消費，擴大內需有利于促進國民經濟增長。衡量消費需求水平可以有多種方法，消費結構是其中之一。消費結構是經濟結構的重要組成部分。消費結構反映人們消費的具體內容，反映消費水平和消費質量，反映人們消費需要的滿足狀況。隨著社會經濟的發展，研究消費結構問題越來越重要。本文主要研究消費結構的現狀，通過實例揭示消費結構的規律性，并對消費結構的發展趨勢進行預測，尋求合理的消費結構，以便合理引導消費，促進國民經濟走可持續發展道路。

2我國消費結構現狀

按照國家統計局現行的分類標準，將城鎮居民消費支出共分為X1-X8，共 8 類。他們分別代表食品，衣著，家庭設備用品及服務，醫療保健，交通通訊，娛樂教育文化服務，居住，雜項商品及服務。首先，我們從《中國統計年鑒》上獲得 1981-2010 年我國城鎮居民家庭各項人均消費支出及總支出的數據，然后計算每年各類支出在總的居民消費性支出中所占的比重，以此刻畫消費結構的變化。

2.1食品消費質量提高，衣著消費支出比重下降

食品消費水平由過去簡單的吃飽吃好，轉變為品種更加豐富，營養更加全面。一方面由于食品供應的日益充足，2001年我國水果產量6658萬噸，是1993年的2.211倍；油料產量2864.8萬噸，是1993年的1.588倍。另一方面由于在外飲食的增加，糧食消費比重減小，購買量大幅度下降。2001年城鎮居民人均購買糧食79.7公斤，比1989年下降40.5%；人均購買食用油8.5公斤，比1989年增長37.5%；購買牛羊肉、家禽、蛋類、鮮奶、干鮮瓜果等都有不同幅度的增長；在外飲食達到人均314.2元，比1989年增長4.7倍。

2.2住房消費比重上升較快

居住方面的消費比重大幅上升，這是與我國住房及配套的工資制度改革緊密相關的。隨著市場經濟的發展和市場體系的逐步健全，住房的商品化、貨幣化程度也進一步提高。人們用于改善居住環境方面的支出也呈較大幅度的增長。所有這些，都將導致住房消費比重上升。3對消費結構進行實例分析

3.1最小平方法

應用最小平方法研究現象的發展趨勢，就是用一定的數學模型，對原有的動態數列配合一條適當的趨勢線來進行修勻。它的原理就是原有數列的實際數值與趨勢線的估計數值的離差平方和為最小。用公式表示如下

∑（Y－Yc ）2最小值  式中， Y c趨勢線的估計數值；Y原有數列的實際數值

  如果現象的發展，其逐期增長量大體相等，就可以考試配合直線趨勢。直線方程的一般形式為    Y c = A +B T  式中，A截距；B直線的斜率

    上述直線方程中，a b為兩個未定參數，根據最小平方法的要求，用求偏導數的方法，導出以下聯立方程組  ∑Y= NA+ B∑T；∑TY = A∑T +B∑T2

式中，T動態數列的時間 ；Y 動態數列中各期水平；N 動態數量的項數

3.2用最小平方法分析食品在總消費中的比重及發展趨勢

隨著居民收入的提高，衣物消費比例可能會逐步下降。我們通過對1997到2010年的衣物消費做分析如下：

可知：∑Y=359.08；∑TY = -70.107；∑T2 = 60；N=9將數據帶入公式中得                                             

      359.08=9A；-70.107=60B得出式中：A=39.898 ；B=-1.168  故：Yc=39.898-1.168T

同理可得衣物消費、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通通訊、娛樂教育及文化、居住、雜項商品及服務的發展趨勢方程式分別為：YC=10.366-0.093T；YC=7.275-0.373T；YC=6.282+0.428T；YC=8.944+0.842T；YC=13.066+0.458T；YC=9.962+0.183T；YC=4.207-0.21T。當T等于5，6，7，8，9時，可以算出2006至2010年各種消費在總消費中所占的比例。

4結論和建議 

4.1結論

從上面的分析來看，我國城鎮居民家庭消費結構中變化最大的是交通通訊方面的消費，呈快速上升趨勢，到2010 年這項消費估計會成為我國城鎮居民消費中最重要的部分；其次是食品消費，在未來幾年內食品消費的絕對數字是上升的，但是其在總支出中所占的比重卻是下降的；在其他的諸多項目中，呈現上升趨勢的有醫療保健、居住和雜項，呈現下降趨勢的有衣著、家庭設備用品。就此給出幾點建議：

4.2建議

努力增加居民可支配收入，補償各項經濟體制改革給居民帶來的制度風險支出同時，完善社會保障制度改革，使居民對自己未來的消費支出有更穩定的預期各級政府應該想方設法增加城市中低收入群體的可支配收入。利用稅收杠桿，增加對這部分居民的轉移支付。同時，完善社會保障制度改革，在醫療保險、人身保險失業救濟等方面應增加扶持力度，讓居民對自己未來的消費支出有穩定的預期，從而提高居民的消費傾向。

參  考  文  獻

[1] 包慧敏.中國城鎮不同收入階層居民消費行為及消費結構分析[J].內蒙古大學碩士學位論文,2004年5月

篇8

一、山西省居民消費結構的歷史演變過程

截至目前，山西省居民消費結構大致經歷了三次升級換代，消費結構由層進式向漸進式不斷拓展升級。

第一次是改革開放初期，由于計劃經濟體制羈絆的解除，山西市場經濟的潛在能量在改革開放初期迅速得到釋放，長期受供給制束縛的城鎮居民消費能力也迅速擴張。以衣著為代表的紡織行業和以“三轉一響”的“老四件”，即自行車、縫紉機、手表和收音機為代表的輕工產品消費量迅速增長，在居民消費中占有重要地位。消費結構變化也引起了產業結構的變動，其中，第一、第二、第三產業增加值分別由1978年的18．2億元、51．5億元、18．3億元增加到1985年的42．3億元、120．1億元、56．7億元，三次產業在國民經濟中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改變為1985年的19．31％：58．84％：21．89％。這次居民消費結構的升級標志著山西省居民生活進入溫飽時期。

第二次是80年代末到90年代末，以彩電、洗衣機、電冰箱、錄音機為主要代表的“新四件”成為集中的消費熱點，并迅速普及。1981年我省城鎮居民家庭平均每百戶擁有彩電0．6臺、洗衣機6臺、電冰箱0．2臺、錄音機13臺，剛剛開始進入萌芽期；到1998年時，彩電擁有量107臺，洗衣機增加到91臺，電冰箱增加到76臺，已基本達到飽和期。而帶動這一變化的，則是居民收入的增長，從1978年到1985年，山西省城鎮居民人均可支配收入僅從301．4元增長到595．3元，而到1999年，這一數字已經增長到4342．6元。居民消費的快速增長，大大推動了山西經濟的發展，產業結構也隨之有了較大的變動，山西第一、第二、第三產業在國民經濟中的比例關系已經由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改變為2000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消費結構的升級標志著山西省城鎮居民生活進一步提高，開始步入小康社會。

第三次是目前我們所經歷的以“住”、“行”為主要消費特征的消費結構升級階段，城鎮居民與農村居民的恩格爾系數分別從2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城鎮居民用于吃、穿、用和其他商品服務的消費支出比重下降，用于住、醫療保健、交通通訊、文教娛樂服務消費的比重上升，它們由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分別上升為2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中變化最為顯著的是醫療保健和交通通訊消費的迅速增加。這說明隨著人們生活水平的顯著提高，居民更加注重身體健康，醫療保健支出增加較快，交通通訊和信息消費成為近年來城鎮居民消費的亮點。同時，隨著農民收入水平不斷提高，農民的消費結構也發生了明顯變化，傳統的以吃穿住為主的溫飽型消費傾向得以改變，呈現出生活消費多樣化和向享受型變化的新趨勢。農村居民用于吃、穿、住、用的消費支出比重下降，用于醫療保健、交通通訊、文教娛樂的比重上升，變化最為顯著的是交通通訊和文教娛樂消費的迅速增加。2005年農村居民交通通訊人均支出所占比重為8．54％，比2000年上升了4．29個百分點，文化教育娛樂人均支出所占比重為14．89％，比2000年上升了3．11個百分點。這表明山西農民在吃穿住用方面得到極大改善后生活消費增量主要投向了享受和發展方向。這次居民消費結構升級標志著山西居民生活開始向全面小康社會邁進。

總體上看，山西居民家庭消費已經擺脫了追求溫飽及生存消費階段，消費結構在加速升級換代，由過去的滿足基本生存消費向發展型、享受型消費層次轉化。

二、消費結構升級為產業結構升級帶來的機遇

根據發達國家的經驗，一個國家居民消費一旦升級到以“住”與“行”為主要內容的階段，消費結構升級對產業結構調整和經濟增長所產生的勢能就是持久強大的，因為產業結構是由需求、以技術為主的供給和比較優勢三方面因素所決定的，而消費需求決定著產業結構調整的方向，是產業結構調整的強制力量。目前山西消費結構轉型升級正在向縱深發展，這為山西省產業結構的調整帶來難得的發展機遇。如果能夠順勢利導，就能給山西省的經濟帶來長期的景氣與繁榮。消費結構升級換代給產業結構調整帶來以下機遇：

第一，消費結構升級換代的層次性和階段性為優化產業結構帶來機遇。隨著山西居民收入水平的提高，其需求結構也會發生相應的變化，這種變化累積到一定程度就促成居民消費結構的升級換代，這直接影響到產業結構的變化。在消費結構升級的初級階段，食品、服裝類消費支出在居民消費中占有很大比重，由此帶動了輕、紡工業的較快發展；在第二次消費結構升級階段，電冰箱、洗衣機等家庭耐用品開始進入居民家庭，這對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生了強大的驅動力；現階段即第三次消費結構升級時期，人們日益關注“住”與“行”，用在“住”與“行”等方面的支出大幅度增加，直接推動了建筑、汽車及其相關行業的迅猛發展，并且由于受產業鏈效應的影響，人們的生活必需品消費范圍也在發生變化，這種變化不僅影響著生產和消費資料的構成，而且還影響著全省的產業結構。

第二，熱點消費品的產業鏈效應為產業結構調整帶來機遇。目前正在進行的第三次消費結構升級的主要標志就是以商品房和私家車為代表的大宗商品開始家庭化。住房、汽車等商品的產業鏈比較長，它們的消費可以帶動相關產業的高速發展。據統計資料測算，由于汽車產業鏈很長，輻射面廣，能帶動鋼鐵、機械、電子、橡膠、玻璃、化工、建筑、服務及其他56個相關產業的發展；住宅業的發展能帶動建筑、建材、冶金等50多個物質生產部門20多個大類近200種產品的發展，另外，住宅行業每吸納100個人就業，可以帶動相關行業200個人就業。可見汽車、住房等熱點消費品的拉動作用范圍廣、層次高，與社會生產和人民生活關系密切，啟動并合理控制這些熱點消費品的市場導向對山西省產業結構的調整大有裨益。

第三，教育文化、交通通訊、醫療保健等消費熱點對產業結構的調整提供智力支持。隨著居民生活水平的提高，人們對教育文化、交通通訊和醫療保健的消費支出持續上漲，并且消費的規模逐漸擴大。在這種情況下，一方面這些產業利用自身創造的價值來提高自己在產業結構中的比重，提升自己的地位，并且通過帶動其他相關行業的發展創造間接價值和就業機會；另一方面，由于這些行業包含較高的智力和科技因素，因此它們的發展必將為山西省產業結構調整注入活力，提高山西省產業結構的科技含量，成為山西省產業結構優化的“智力裝配部”。

三、山西產業結構現狀與存在的問題

新消費結構的變化，對山西產業結構提出了更高的要求。調查數據顯示，2005年山西產業結構分布情況：第一產業6．3％，第二產業56．3％，第三產業37．4％。山西第一產業比重低于全國6.1個百分點，第二產業比重高于全國9.0個百分點，第三產業比重低于全國2.9個百分點。可見，山西省經濟支柱產業仍為傳統工業產業，產業結構具有典型的資源型、初級化特征，表現為以能源原材料工業為主，并高度依賴煤炭。煤炭、冶金、電力、煉焦和建材五大行業的增加值和利稅占全省工業企業的70％以上。但隨著經濟的迅速發展，這種產業結構的弊端日益顯現出來：

第一，產業結構不合理。山西現有的一萬多個工業企業主要依靠煤礦生產，以至于在產業結構以至資源配置上，形成少見的單一格局。重工業的比重太大，而且效益又低。隨著國內煤炭市場的滑坡，煤價下降，2003年一年僅煤價下降因素就使山西損失3O多億。一旦煤礦經營出現危機或者因資源枯竭被迫關閉，就會導致山西經濟的徹底癱瘓。處理不好，就會影響社會穩定，進而影響改革和發展的大局。

第二，高新技術產業比重小。高新技術產業在山西經濟結構中所占的比重很小，最主要原因可歸結為三個方面：其一，引進高新技術的環境還不夠寬松，對投資商主動到山西來投資還缺乏足夠的吸引力；其二，思想觀念轉變得還不夠快，思路還沒有拓寬；其三，對電視、電臺、報刊、互聯網等新聞媒體的信息選擇和利用還不夠重視。

第三，人才缺乏。在人才技術方面，缺乏“人才培養一技術創新一技術改造一人才培養”的完整科研體系。人才是知識的載體，技術是發展的動力，要加速實現工業結構順利轉型必須依靠人才體系。根據經濟需要培養創新人才，將人才價值有效地轉化為經濟價值，將最終產生的經濟價值用于人才培養，形成一條可持續發展的良性的“人才一產業一人才”相互扶持道路。

第四，數據信息化產業落后。信息化是我國加快實現工業化、城市化和現代化的必然選擇。在數據信息方面，山西缺乏專業數據庫資源共享化，這將導致重復數據信息測量，造成不必要的資源浪費，政府在“企業一科研一院校”問扮演“聯絡員”而不是“指導員”的角色，更新行政人員成為加速發展的當務之急。

第五，環境污染嚴重。環保意識薄弱和環保法制觀念缺乏是當前企業的嚴重問題。與嚴重污染相對應的是山西產業結構不合理和工業企業技術裝備落后，生產方式粗放。山西作為能源重化工基地，以煤炭開采和加工利用為主的產業占到工業總產值的70％以上；企業生產的產品大多是原料型、粗放型，消耗資源多，科技含量低，經濟效益差，污染嚴重。山西省萬元工業產值能耗和煙塵排放均居全國第一，癌癥和職業病發病率也高于我國其他地區。

四、對策及建議

隨著經濟全球化和高新技術產業的飛速發展，山西產業結構中存在的問題在一定程度上影響居民消費結構的變化，將嚴重削弱山西經濟發展的后勁和潛力。因此，大力調整產業結構，是山西經濟社會實現可持續發展的迫切要求。

第一，加快山西產業結構的優化升級。就是要繼續加強第一產業，調整和提高第二產業，加快發展第三產業。第一產業主要是調整優化農業與農村經濟結構，推進農業向質量效益型轉變，使農業現代化建設登上新臺階，商品化、專業化、產業化的程度明顯提高，綜合生產能力和抗御自然災害的能力顯著增強。第二產業的結構升級是要解決以采掘為主的初加工、低附加值、低技術含量帶來的低效益、高污染的問題。加快傳統工業和老工業基地的技術改造和設備更新，加速淘汰落后設備和工藝，加快信息化、網絡化、數字化步伐。積極發展生物工程及新材料、新能源等高新技術，努力培育新的經濟增長點。第三產業結構升級的重點是加快發展新興第三產業，促進信息、文化、教育、旅游、社區服務和法律、審計、會計、咨詢等中介服務組織的發展。

第二，樹立市場經濟觀念。消費需求是引導產業結構調整的方向盤。山西要抓住人們消費需求發生變化、要求提高生活質量的機遇，按照市場需求，積極調整產業和產品結構，促進產業、產品的優化組合，扶植戰略產業，增加短缺產品的產量，減少過剩產品的產量，確保產業結構同市場需求相適應，形成最優的產業結構，為經濟總量持續增長、市場供求關系的改善創造條件。

第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程發展速度的基本因素，科技投入的數量和質量是直接決定區域經濟能否快速健康發展。山西省科技創新后備力量不足，而且從事“科技一經濟”轉化的專業技術人員偏少，這直接阻礙了本地區科技產業的發展，造成科研與產品的脫節，降低了實用性科研能力。

篇9

消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：

參數是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數據來源：1994-2009年河南省統計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發現，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數學式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統計推斷檢驗：

由表3數據可得可決系數R2=0.978529修正的可決系數為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經趨于穩定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩定城鎮居民預期收入是提高城鎮居民消費的著力點。

參考文獻

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮居民食物消費結構趨勢分析[J] 統計與決策，1999（02）

篇10

在經濟新常態背景下，我國面臨著經濟轉型發展需求，新型城鎮化發展所帶動的刺激消費在經濟發展中的作用愈加重要。作為服務業的主要部分，商貿流通服務體系構建，能夠涵蓋餐飲業、倉儲業以及交通運輸等與商品流通相關的活動，營造更好的消費環境，充分釋放消費需求。近年來，在新型城鎮化發展路徑下，我國商貿流通業取得了長足的發展，農村與城鎮的融合性發展，導致城鄉差距逐漸減小，促進了城鄉消費的提升。2015年我國社會消費品零售總額高達30萬億元，同比增長十分之一。基于新型城鎮化背景研究商貿流通服務體系構建，有助于促進我國流通市場的現代化轉型與發展，通過協調城鄉商貿流通產業的發展，進而推動我國商貿流通產業的優化與結構升級，最終實現我國擴大內需的經濟發展戰略，促進我國市場經濟可持續健康發展。 

新型城鎮化背景下我國商貿流通服務發展進程及現狀 

（一）我國新型城鎮化發展進程 

隨著2014年《國家新型城鎮化規劃（2014-2020）》正式出臺，我國首批新型城鎮化試點城市名單公布，我國正式步入新型城鎮化發展階段。如圖1所示，在國家發展政策以及國民經濟快速發展的雙重推動下，我國城鎮化比例從36.22%上升到56.10%，年均增長率為1.24%。但從我國城鎮化的內部發展狀況來看，則存在較大的不均衡性。在我國東部地區以及一些省會城市，其城鎮化的發展水平整體較高。一些中西部小城鎮的城鎮化發展水平則較為滯后。城鎮化發展的差異性一方面與城鎮發展的必然規律有關，另一方面也與中小城市的基礎流通業不發達有關。 

根據《2015-2020年中國新型城鎮化建設路徑與投資戰略規劃分析報告》數據顯示，截至2014年底，我國大陸人口總量已經超過13億人，與2013年相比，增加了710多萬人，其中常住城鎮人口將近75000萬人，約為總人口的55%。1978-2014年間我國城鎮常住居民數量從最初的1.7億上升到7.5億，城鎮化比率從18%上升到55%。2015年11月國家發改委再次公布第二批新型城鎮化試點，具體包括59個城市地區，并主要致力于中小城市的培育與綠色智能城鎮發展，以及農民融入城市和產城融合等方面。加快新型城鎮化的發展建設，一方面符合我國產業升級轉型的需求，另一方面也有助于穩定我國經濟可持續發展。 

（二）我國商貿流通服務發展現狀 

如表1、圖2所示，我國GDP總量和商貿流通服務產業總額均不斷攀升，2015年GDP總量是2004年的4.23倍，商貿流通服務產業總額增長接近八倍。從行業發展角度而言，規模以上流通企業數量也在不斷提升，增加了66家之多。從增長比例來看，全社會商貿流通服務產業總額的增長比，明顯優于GDP總量。我國商貿流通業的迅速發展，主要受益于宏觀經濟的發展以及全社會對流通業的需求量和需求層次。 

如表2所示，在城鄉商貿流通額方面，農村商貿流通業總額與城市商貿流通業總額存在著明顯的差距，雖然近年來農村商貿流通業總額不斷攀升，但是與城市商貿流通業總額的差距巨大。根據調查了解與文獻資料的整理發展，我國農村商貿流通服務體系的發展，也明顯落后于城市地區，需要通過不斷構建雙向協調發展的城鄉商貿流通服務體系，才更有助于推動我國市場經濟的穩定發展。 

新型城鎮化發展對商貿流通服務發展的作用機理 

在經濟新常態背景下，新型城鎮化建設發展將有助于改變居民消費習慣與消費結構，進而為商貿流通業的組織結構帶來本質改變，帶動商貿流通服務體系的現代化發展與構建。當前居民消費需求呈現個性化與多樣化發展需求，我國農村居民的消費力將在新型城鎮化發展路徑中得到釋放，進而促使農村商貿流通市場得到轉型升級發展機遇。 

（一）新型城鎮化發展對商貿流通業的直接性作用 

在新型城鎮化發展路徑中，透過城鎮居民收入水平的不斷提高，居民消費需求也將不斷提升，對產品的品質需求提出了更高的要求。在家用電器與耐用品等產品消費環節，城鎮居民更加注重產品的售后服務品質，這將有助于推動商貿流通服務體系的構建。與此同時，城鄉雙向商貿流通的互動發展，將有助于整合商貿流通系統的供應鏈資源，為新型城鎮化背景下的商貿流通產業鏈條及相關產業帶來發展動力，有助于推動商貿流通體系的現代化發展。隨著人口數量與消費規模的不斷增加，新型城鎮化背景下商貿流通的經營模式將獲得創新發展，通過流通業態模式的市場化發展，才更有利于加快城鎮經濟的發展。居民消費方式與消費結構的轉變，將帶動商貿流通服務體系的信息化、多樣化發展，迎合市場經濟的發展需求。 

篇11

1.1研究背景

消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。

圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖

為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。

1.2消費結構概念的界定

本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。

2消費結構影響因素

2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）

居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）

居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。

2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）

本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.4利率（Rate，R）

本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。

2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）

一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。

本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

3中國居民消費結構的變動分析

表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%

年份

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

食品

41.67

40.35

42.58

41.94

43.20

33.25

40.05

40.23

衣著

8.94

8.97

7.30

7.29

7.08

8.88

7.59

7.65

居住

10.46

10.18

12.68

12.26

11.43

17.25

12.67

14.95

家庭設備用品及服務

5.90

5.96

5.47

5.44

5.38

5.97

5.48

5.17

醫療保健

7.24

7.85

7.49

7.96

8.22

7.71

11.40

9.09

交通通信

10.81

11.35

10.19

10.82

11.09

12.82

11.97

11.08

教育文化娛樂服務

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

雜項商品與服務

4.66

4.83

3.21

2.66

2.67

2.72

2.73

2.79

資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得

圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）

由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。

從消費結構來說：

年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。

居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。

衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。

2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。

醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。

娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。

4中國居民消費結構影響因素的實證分析

本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。

4.1單位根檢驗

表2消費結構影響因素單位：%

年份

SS

GHEP

RD

R

DR

UR

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

36

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

38

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

39

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

41

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

42

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

43

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

44

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

45

注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。

利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:

表3:變量ADF檢驗

變量名稱

ADF檢驗值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(SS(-1)，2)

-2.965013

0.0251

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

D(GHEP(-1))

-1.926497

0.0954

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(RD(-1))

-2.127608

0.0709

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(R(-1))

-2.940666

0.0217

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(DR(-1))

-2.743578

0.0288

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(UR(-1)，2)

-8.660254

0.0001

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。

4.2因果檢驗與相關系數分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。

用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。

表4:結構變量ADF檢驗

變量名稱

ADF檢驗值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(Y1(-1))

-3.725314

0.0204

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y2(-1))

-3.116793

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y3(-1))

-4.947263

0.0078

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y4(-1)，2)

-3.598566

0.0368

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y5(-1))

-4.353490

0.0073

(0，0，0)

-3.1714

-2.0056

-1.6458

D(Y6(-1)，2)

-3.603050

0.0367

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y7(-1))

-3.118931

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y8(-1)，2)

-6.285693

0.0081

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。

4.2.1食品結構變量影響因素

表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗

變量

零假設

滯后期

F

P

結論

Y1

SS不是Y1的格蘭杰原因

2

0.01579

0.98457

接受

SS

Y1不是SS的格蘭杰原因

2

67.1668

0.08596

拒絕

Y1

GHEP不是Y1的格蘭杰原因

1

4.53328

0.1003

拒絕

GHEP

Y1不是GHEP的格蘭杰原因

1

0.03207

0.86658

接受

Y1

RD不是Y1的格蘭杰原因

1

0.54146

0.50265

接受

RD

Y1不是RD的格蘭杰原因

1

0.42696

0.54914

接受

Y1

R不是Y1的格蘭杰原因

1

1.49549

0.28849

拒絕

R

Y1不是R的格蘭杰原因

1

0.17164

0.69991

接受

Y1

DR不是Y1的格蘭杰原因

1

0.06458

0.81192

接受

DR

Y1不是DR的格蘭杰原因

1

0.01062

0.92288

接受

Y1

UR不是Y1的格蘭杰原因

2

0.92002

0.59339

接受

UR

Y1不是UR的格蘭杰原因

2

0.04539

0.95748

接受

從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:

表6:食品結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。

但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。

4.2.2衣著結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:

表7:衣著結構變量影響因素的相關系數

相關系數

DR

Y2

-0.7059

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。

4.2.3居住結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:

表8:居住結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。

4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:

表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數

相關系數

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。

4.2.5醫療保健結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:

表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。

4.2.6交通與通訊結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:

表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。

但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。

4.2.7文教娛樂結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:

表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

RD

R

UR

Y7

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。

雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。

4.2.8雜項開支結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:

表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數

相關系數

DR

Y8

-0.9049

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。

4.3小結

社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：

（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；

（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；

（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；

（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；

（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；

（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

5結論及政策建議

本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：

1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響

2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度

3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大

4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質

5、降低利率，促進消費結構的優化升級

6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次

參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107

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3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76

篇12

文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2014）01-049-03

居民消費需求在拉動一國或地區經濟發展中的作用非常顯著。居民消費需求對經濟增長的拉動作用既有直接的，也有間接的影響，這為人們所共知。如果不考慮對外經濟聯系的影響因素的話，那么，消費的實際增長，就直接表現為一國或地區GDP的增長。因為，居民的消費需求對一國或地區經濟增長的影響主要表現為消費的增長就是經濟增長的重要組成部分，因而成為經濟增長的最基本要素。因此，消費的形成過程也就是GDP的形成過程。消費對經濟增長的間接影響，指的是消費的變動直接影響其他經濟變量，還會通過消費的變動間接地影響國民經濟活動的總量。

既然居民消費需求的變化對微觀經濟主體和宏觀經濟運行會產生直接和間接的影響，因而，居民消費需求對經濟增長影響的定性分析要從“宏觀”和“微觀”兩個角度來分析。本文著眼于居民的消費需求，重點探討居民消費需求和經濟增長二者之間的聯系。

一、宏觀視角下消費需求對經濟增長的影響分析

市場經濟是需求導向型經濟。市場經濟體制下，居民的消費需求是通過購買消費品而表現出來的特定需求能力，這實質上是市場對消費品的現實需要。這種需求的層次愈高，對經濟增長的貢獻率就愈大，決定著一國或地區的經濟增長方式的發展和轉變。正是在消費需求的影響下，經濟增長方式才得以不斷地向前發展。

1.消費需求的水平、規模和速度決定一國或地區的經濟增長的水平、規模和速度。作為凱恩斯宏觀經濟理論重點的消費需求理論，建立在有效需求決定國民收入的基礎上，國民收入是反映的是一國或地區國民經濟發展水平的綜合指標，人均國民收入直接反映一國或地區人民生活水平的綜合指標。國民收入反映不同的社會經濟關系，更能反映居民的消費水平。從各國經濟發展狀況來看，經濟增長離不開消費需求，消費需求對經濟增長的重要推動作用無可替代。由居民收入決定的消費需求和國家或地區經濟增長兩者之間存在必然聯系。根據收入決定理論——凱恩斯模型，需求的增加并不能導致供給的增加，但社會總產出水平和經濟增長的幅度取決于社會總需求的強度。因此可以得出，消費需求的水平、規模和速度決定著一國或地區經濟增長的水平、規模和速度。

2.居民消費需求結構決定一國或地區的經濟增長結構。恩格爾定理告訴我們，隨著居民收入水平的不斷提高，其消費的支出結構由原來的購買吃、穿等必須的生活必需品為主轉向購買高檔的、耐用消費品。而個人消費的結構變化直接影響生產消費資料的產業結構——不僅影響生產消費資料產業的構成，而且還影響一國或地區的產業結構。在賣方市場中，生產商主導，是產業結構決定消費結構。而在買方市場中，是消費者主導，產業結構決定不了消費結構。通過消費，產品的價值才能得以實現，生產過程才能得以實現。商品的使用價值實現不了，即不為社會所需，那么生產就沒有必要，經濟增長也只能是紙上談兵。所以，從消費為生產提供動力的角度看，消費決定生產，消費結構決定產業結構。可以說消費產生著需要，而消費結構產生需求結構。消費者選擇消費品，形成個人消費結構，消費結構通過不同的需求結構制約產業結構，且決定著產業結構的發展變化。不僅不斷地促進消費市場發展，還可促進經濟的有效增長。因此說，消費需求結構決定經濟增長結構，合理的消費需求結構不僅為一國或地區經濟增長創造條件，也為經濟增長奠定基礎。

3.消費需求影響投資和生產規模。西方經濟學中加速原理（加速作用）表明，收入或消費的變動會引起投資的劇烈變動。一方面，為了滿足消費需求的增長，社會會調動各種因素予以滿足，出于利益的驅動，各企業也會動用各種資源增加生產，擴大規模，這必然要增加投資，而投資的增加又要求擴大生產資料的生產，這必然又要增加投資，說明消費需求的增加會導致投資需求的增加。另一方面，消費需求產生新的生產需要，成為生產商的動力，而生產又為消費提供消費的對象。因此，生產創造消費，決定著消費的性質、方式，即生產創造出按特定方式進行消費的消費者。消費需求產生了一系列的連帶生產的需求和投資的需求，從而對經濟增長產生影響。可見，消費需求的增加導致生產規模擴大，消費需求帶動了經濟增長。

二、微觀視角下居民消費需求對經濟增長的影響分析

在微觀層面上，消費需求對經濟增長的影響主要體現在“資源調配”的作用上，進而對經濟的增長起著影響作用。因為，消費需求的變化必然會引起消費者和生產者的各自行為的變化，不僅會改變消費者的購買意愿、方式，還會改變生產者的投資決策、企業生產策略。

1.消費需求的變化改變生產者的投資的規模和方向。在經濟運行過程中，產品的最終實現有賴于消費的最終完成。可以說，居民的消費需求是促使企業進行經濟增長方式選擇、投資方向決策、生產方式變革的決定性力量。與此同時，消費需求也對社會生產提出要求，為生產提供直接目的和動力。企業存在的最重要的要素就是要創造利潤，而企業追逐利潤的結果，最終都會使其處于消費需求的約束下進行生產的擴張。而消費需求對企業的約束，必將使企業都要改變固有、傳統的管理模式，逐步在投資的規模、方向等方面走上強化科學管理、注重產品質量與科技含量的“集約型”增長軌道，進而助推經濟的總體增長。

2.消費需求的變化改變消費選擇，影響經濟增長。影響消費需求的因素多種多樣，但最重要的是“消費能力”和“消費意愿”。消費能力指受收入和購買的商品相對價格的影響的消費者的貨幣支付能力，其在消費者的消費決策中具有舉足輕重的地位。消費意愿指在物價、利率及收入水平等情況下，居民傾向于消費的程度，是一定時期社會經濟發展情況的真實反映。它與消費支出、收入預期呈正相關，即在同等收入條件下，消費意愿越強，消費支出越多。消費者意愿的變化是動機、預期、傾向等心理因素共同作用的結果。消費意愿和消費能力的變化直接影響消費者的消費行為。譬如，當消費者受到某種刺激時，其內在的需求就被激活而衍化成一種消費動力，從而推動消費者去尋找自己所需要的東西，進而作出購買決策，產生購買行為。消費者的購買行為是企業生命，涉及到企業生產的產品能否被社會認可的大問題。消費意愿在消費者的消費決策中的作用不可小視。

三、擴大居民消費需求的對策建議

消費需求、投資需求及出口需求，是拉動經濟增長的三大動力。這其中，消費需求是經濟增長的根本性和最重要的動力。因為，消費需求既是內生需求，又是最終性需求，而投資需求是引導性需求，出口需求是外生需求。消費需求不僅有很高的可調控性，而且其所占比重越大，抗擊風險的能力就越強。我國人口眾多，居民消費有很大的市場。因此，擴大居民消費需求，對應對外部風險，促進經濟增長，現實意義重大。

增加居民消費，最本質的就是要更多地增加居民的可支配收入，切實提高居民收入水平，進而提高居民的現實購買力。

1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉動居民消費的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是擴大消費需求的前提，更是促進消費的根本措施。需要重點提及的是，首先要重點增加和提高農民的現實收入，努力促進農民收入的穩定增長；其次要努力增加城鎮中低收入者的收入，進一步擴大就業。只有實現城鎮居民的大幅度就業，居民收入才有穩定來源，才能使消費主體增加有支付能力的需求。而要實現居民收入的不斷增長，國家和地區經濟的持續快速增長是重中之重。在經濟增長過程中，這需要國家推行差異性經濟政策，改變當前收入分配不均衡格局。收入是影響居民消費的最直接、最重要的因素，城鄉居民消費的多少直接取決于收入水平，因此，當前擴大居民的消費首先就要切實增加城鄉居民的實際收入。

2.切實轉變居民對消費理念的認識。受傳統觀念的影響，我國人們更多地存在著“先積累、后消費”的傳統消費觀念。多年以來，城鄉的居民消費傾向偏低，而儲蓄傾向則很高，計劃經濟體制下的消費理念和消費行為以及消費政策的反映仍然根深蒂固。為此，政府應徹底擺脫計劃經濟體制觀念的影響，真正確立與市場經濟相適應的消費理念。轉變消費政策，積極鼓勵和大力提倡居民消費。在調節市場和經濟運行上，應著力實行消費啟動。提高存款稅率，弱化居民儲蓄偏好。應充分認識到，居民消費需求不足，會嚴重制約地方經濟社會的發展。要采取有效措施，加強對居民消費的宣傳教育，轉變居民消費觀念；要適應信息技術發展的新形勢，大力倡導信用消費，加快信息服務業發展，擴大信息產品及網絡服務的供給，促進信息服務的市場化。要從稅收體系、信用體系、社會保障體系建設等方面入手，提供更加完備的消費環境，間接刺激居民的消費。

3.培育居民新的消費熱點，擴大居民消費。消費熱點會帶動居民的消費需求，這已為實踐所證明，因此培養居民新的消費熱點就顯得尤為重要。2008年的金融危機后，我國把“擴大內需”作為“保經濟增長”的根本途徑。政府要進一步完善居民消費政策，對目前已經形成的消費熱點，要積極促進和正確引導。

當前，居民消費熱點主要表現在以下幾方面：

一是文化消費。文化消費是一種典型的非物質追求活動，是指用文化產品或服務滿足居民精神需求的消費，包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等。文化消費取決于生產力的發展、居民收入水平的提高。隨著當今科學技術水平的提高，文化消費已提高居民消費層次和質量、促進人的全面發展的關鍵要素。為此，要正確引導樹立科學的文化消費觀念，即要引導居民樹立先進的文化觀；引導居民樹立有意義的文化價值觀；引導居民樹立科學合理的文化消費觀。要強化對文化消費的調控，增加享受文化消費，擴大發展文化消費。政府財政應資助傳統文化、先進文化消費、對外文化宣傳，向基層、低收人和特殊群體提供免費文化服務。要加強文化消費的法律法規建設，使消費者文化消費權益得到有效保護。要強化文化消費的管理，要從體制、制度、職能、程序、方法、手段上進行合理管理，實行行政監督、司法監督、社會監督、輿論監督相結合，實行行政手段、法律手段、經濟手段的有機結合，為引導文化消費和文化產業健康發展提供依據。

這里，尤其要提及的是旅游消費，隨著《旅游法》的出臺，對旅游業沖擊會更大，持續時間會更長。但對促進旅游業的規范、健康發展，創造了有利條件，意義重大。今后應引導居民把消費視點轉移到自身素質提高上來，開辟出旅游業發展的新空間。

二是住房消費。住房是居民最基本、最主要、負擔最大的生活資料，而且普通居民的需求呈剛性。當前國家對房地產業的調控，主要以打壓投資、投機為主，筆者認為這是治標而不是治本之策。因為，單純打壓，其后果必然是減少住房的供應。而在現行利益格局下，影響政府財政更是必然，因而難以持續。老百姓手里有一定的游動資金，是個客觀存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供應，但只增加保障房的供應和商品房的供應，仍然解決不了中低等收入群體的問題，所以還必須要考慮更大規模地改革住房制度，把滿足居民合理居住條件愿望和發揮房地產支柱產業作用結合起來，盡可能地減輕居民合理購買自住普通商品房負擔，發揮房地產在擴大內需中的積極作用，進而從根本上解決城市居民的住房問題。住房產業還可帶動建材、冶金、機械、化工、林業以及室內裝飾業和家用電器業等相關產業的發展。

三是服務消費。在我國，服務消費具備強大的結構性增長空間，隨著我國經濟發展和居民收入的逐步提高，服務的消費，特別是大中城市的服務消費將會成為下一輪擴大消費的重點。諸如社區商業、物業、家政服務、老年服務產業等。大力發展服務產業，不僅能夠直接拉動內需，增加就業，而且還能為地區經濟結構的調整創造有利條件。

四是汽車消費。目前，我國已進入汽車私人消費的快速增長期。汽車產業關聯度大，不僅直接拉動消費，還可以拉動鋼鐵、石化、輕工等機械制造業。因此，國家把汽車產業列入十大產業振興規劃之一。政府應在擴大汽車需求、改善汽車消費環境，完善汽車消費政策，減免使用環節征收的各項費用等方面予以重點關注，從而加快我國汽車進入家庭的步伐。

五是信息消費。國務院《關于促進信息消費擴大內需的若干意見》（國發〔2013〕32號）指出：“我國市場規模龐大，正處于居民消費升級和信息化、工業化、城鎮化、農業現代化加快融合發展的階段，信息消費具有良好發展基礎和巨大發展潛力。”信息消費是一種直接或間接以信息產品和信息服務為消費對象的消費活動。當前，信息消費伴隨著人們生活的改善和收入的提高，成為追求生活高質量的一種必然選擇，潛力巨大。

信息消費不僅具有效益功能，更具有強大的福利功能，因此成為居民消費的重中之重。信息消費具有滿足人們的生活需要，提高生活質量，增進人們的快樂、健康和幸福的作用。發展居民的信息消費，有利于提高消費力，擴大消費規模，優化消費結構，提高消費質量，促進經濟增長和社會文明進步。當前我國居民信息消費發展還很不平衡，政府必須在加快信息產業的發展、提高居民的信息消費能力、引導信息消費等方面作更多更艱苦的努力。要積極發展電子商務，大力發展信息網絡產業，促進與金融、物流、現代制造業等有機融合。

[本文為沈陽市社科聯2013年度民生課題“居民消費需求對沈陽經濟增長貢獻實證分析及擴大內需的對策研究”（立項編號：sysk2013-07-20）研究成果。]

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篇13

改革開放以來，我國經濟取得了巨大的跨越式發展，居民消費水平得到了極大的提高。統計數據顯示，我國居民消費額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數由0.54降低到2012年的0.36，農村恩格爾系數由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經濟發展取得了巨大的進步，居民消費水平得到了顯著提高。

關于居民消費，國內外學者做了很多研究。按區域劃分，有全國性的，也有區域性的;按內容劃分，主要研究消費的影響因素，消費結構的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費額與國民生產總值、固定資產投資與財政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產總值、固定資產投資與財政收入與居民消費的關系。

二、數據來源與處理

本文選取我國1990～2012年居民消費額、國民生產總值、固定資產投資與財政收入的數據，數據來源于《中國統計年鑒》。搜集數據之后，先對數據進行歸納整理，接著對數據進行取自然對數處理。本文中，居民消費額、國民生產總值、固定資產投資和財政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數據處理結果如表1所示：

三、模型構建與求解

（一）構建多元線性回歸模型

本文構建多元線性回歸分析模型，以居民消費額（C）為因變量，國民生產總值（G）、固定資產投資（K）和財政收入（I）為自變量，構建的模型如下：

ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）

對模型進行變形可得：

C=Gα?Kβ?Iγ?μ

其中，α，β，γ分別表示國民生產總值、固定資產投資和財政收入對居民消費額的彈性系數。

（二）模型參數估計

將處理好的數據輸入到eviews軟件中，運用多元線性回歸方法對數據進行多元線性回歸分析。Eviews分析結果如圖1所示：

通過圖1各變量的散點圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關關系，這說明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數估計

運用eviews軟件對多元線性回歸模型進行回歸分析，可以很直觀地得出結果。本文運用eviews軟件進行參數估計，結果顯示見表2：

由表2得出，本文的模型參數方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時，擬合優度為0.999，調整后的擬合優度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。

2. 模型估計評價

由上述結果可得，模型估計的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）

-2.89，在這個模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產總值與居民消費是正相關，固定資產投資和財政收入與居民消費是負相關關系，這個符合預期。同時α，β，γ表示的是彈性系數，不考慮數據的正負，可以看出國民生產總值對居民消費的影響最大，其次是固定資產投資對居民消費的影響，最低的是財政收入的影響。

3. 對變量進行t檢驗

由于本文要對三個變量進行檢驗，故應該設立三個假設：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews結果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統計量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個變量的t統計量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設，這意味著三個變量都是顯著的。

4. 對變量進行聯合檢驗

依據上述結論，三個變量都是統計顯著，但是這并不意味著多個變量聯合顯著。本文接著檢驗三個變量的聯合顯著性。假設：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個變量的檢驗結果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運用eviews軟件進行F統計量的分析，分析結果如表3所示：

由表3的分析結果可知，三個變量的F統計量為86.29，這遠遠大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設，也即三個變量是聯合顯著的。

四、結論

本文運用多元線性回歸模型，將居民消費額作為因變量，國民生產總值、固定資產投資和財政收入作為自變量，并對各個變量進行t檢驗，同時將三個變量聯合起來進行聯合檢驗。通過計量分析，可以得到以下結論國民生產總值對居民消費是正向影響，固定資產投資和財政收入對居民消費是負向影響。結果顯示，國民生產總值越多，居民消費額越高;反之，固定資產投資和財政收入越多，居民消費額越少，這符合人們的預期。當固定資產投資增多時，人們用于消費的收入減少，消費減少;當財政收入增加時，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費的越少。

國民生產總值對居民消費的影響最大，財政收入對居民消費的影響最小。分析結果表明，國民生產總值對居民消費影響彈性系數最大，這表明一單位國民生產總值的變化會影響比較大的居民消費;財政收入由于對居民消費的彈性系數較小，一單位的財政收入變動對居民消費的變動不是很大。

各個變量不僅單獨顯著，還聯合顯著。通過對各個變量進行t檢驗，檢驗結果表明各個變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構建聯合檢驗，檢驗結果表明三個變量聯合顯著，表明這三個變量都是影響居民消費的要素。

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