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进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。3我国居民消费变化的趋势特点
(1)居民收入迅速增长,消费水平大幅度提高,消费结构呈现明显的富裕型特征消费是收入的函数,收入的增加是消费水平提高和消费结构变化的前提。随着我国经济的发展,我国居民的收入水平不断提高,特别是21世纪以来,我国居民的收入水平迅速提高。伴随着收入水平的提高,城乡居民各项支出全面增加,消费性支出大幅度增长。2005年,我国城镇、农村居民人均消费性支出分别为6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更长时间,我国经济保持一个较高的增长速度是完全可能的,城乡居民的消费水平将大幅度提高。
(2)消费能级不断提高,消费内容日益丰富,住房与轿车消费同时升温,可望提前成为消费热点在消费水平提高和消费结构改善的同时,城乡居民的消费能级不断提高。
(3)以教育为龙头的娱乐教育文化服务类消费继续攀升随着人们对知识认知程度的提高和自我完善意识的增强,对教育的投入仍会保持增长。目前从子女教育在人们储蓄目的位居前列的情况看,对教育及教育产品的投入仍是今后一个时期的消费热点。大力发展教育事业,特别是高等教育、成人教育、职业教育应是政府长期坚持和倡导的。
4我国大部分地区居民消费水平偏低的原因及解决方法与策略
(1)居民消费率分析:居民消费率是指在一定时期内一国(或地区)居民消费部分占GDP的比重。改革开放以来的30年中我国居民消费率的变化大体上可以分为五个阶段:第一个阶段是1978-1981年,这一阶段居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(53.1%)。第二个阶段是1982-1989年,这8年中居民消费率出现过几次小幅波动,但基本上比较稳定。第三个阶段是1990-1994年,居民消费率持续下降。第四个阶段是1995-2000年,在此期间,除了1997年居民消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是上升幅度相当小,只有1.9个百分点。第五个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(38.2%)。
(2)居民消费占最终消费的比重:改革开放以来的1978年到2005年期间,我国最终消费中居民消费所占的比重虽然出现过波动,但是整体上保持稳定。值得注意的是2004年居民消费的比重直线下降。改革开放以来,我国居民消费占最终消费的比重最高只有81.5%,而且大多数年份不到80%,尤其是2004和2005两年居民消费的比重更是降到了73.3%。国外经验表明,居民消费占最终消费的比重一般不低于80%。这也从另一个方面反映出我国居民消费率偏低的事实。
(3)最终消费率分析:最终消费率是指在一定时期内(通常为一年或一个季度)一国(或地区)最终消费占GDP的比重。改革开放以来的28年中我国最终消费率的变化大致上可以分为四个阶段:第一个阶段是1978-2005年,居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(67.5%)。第二个阶段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989这三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三个阶段是1995-2000年,除了1997年最终消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是在整个阶段中,最终居民消费率上升的幅度并不是很大,只有3.6个百分点。第四个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(52.1%)。与我国处在相同发展阶段的一些国家的最终消费率一般均在80%以上,但是我国的最终消费率在2003年却只有55.4%。
以上分析显示,1978年以来的任何一个时期,我国的居民消费率和最终消费率都明显偏低,尤其是2001年以来尤甚,这表明我国当前消费不足明显存在。
论文关键词:消费结构;消费趋势;因子分析;聚类分析
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(三)估计方法由于居民在长期的消费实践中会形成消费习惯，前期的消费对当期消费会产生影响，居民消费存在棘轮效应，将上期居民消费量作为被解释变量加入到模型中，构建动态面板数据模型。由于在动态面板中普遍存在自相关、异方差和个体效应。Arellano和Bover［15］(1995)与Blundell和Bond［16］(1998)在相关研究中提出，动态面板数据广义矩估计方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能够控制个体效应，另一方面可以通过使用解释变量的滞后项作为工具变量来解决解释变量的内生性问题。居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题;当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。为此，采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。差分GMM估计法可以通过对模型进行一阶差分来处理“动态面板偏差”(dynamicpanelbias)问题。但差分GMM估计必须满足两个前提条件:回归方程的随机误差项εi，t不存在自相关;以及内生解释变量具有弱外生性。由于差分GMM的缺点是无法估计个体效应ξi的系数以及可能导致弱工具变量问题，Blundell＆Bond(1998)将差分方程与水平方程作为一个系统进行广义矩估计，被称为“系统GMM”(SystemGMM)。系统GMM的优点是可以提高估计的效率，并且可以估计不随时间变化的变量的系数。其缺点是，必须要假定被解释变量的一阶差分滞后项与个体效应无关。一般情况下，系统GMM的估计方法要优于差分GMM的估计方法。系统GMM法又可分为一步法(one－stepsystemGMM)和两步法(two－stepsystemGMM)估计。相对于一步法，二步法估计不容易受到异方差的干扰。鉴于此，采取二步法进行估计。为了检验工具变量是否有效，借鉴Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，进行Sargan检验，其原假设是模型过度识别约束有效;另外还需要对随机误差项的一阶和二阶序列自相关进行检验，其原假设是随机扰动项不存在自相关。
二、实证结果与分析
在使用模型(2)进行估计之前，按照大多数研究的做法，首先研究居民消费与城镇化以及少儿抚养比与老年抚养比之间的线性关系，其具体形式为。文章分别采取差分GMM方法和系统GMM方法进行对比分析，实证结果见表2。表2给出了全国水平动态面板的差分和系统GMM估计结果，模型(1)和模型(2)分别是不加和加入控制变量的差分GMM估计结果，模型(3)和模型(4)分别是不加和加入控制变量的系统GMM估计结果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通过了Sargan检验，说明模型所选取的工具变量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一阶差分的残差只存在一阶序列相关，而不存在高阶序列相关，差分GMM估计结果不能拒绝模型中“随机扰动项不存在自相关”的原假设，说明差分GMM的估计量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合适的。在系数GMM估计方面，滞后一期的居民消费率估计系数的符号为正，说明居民的消费习惯对居民消费产生较为显著的影响。原因可能是中国自古崇尚节俭，这种消费习惯是导致目前我国居民消费不足而储蓄增加的一个非常重要的原因。在未加入控制变量的条件下，URB的估计系数为负，且在10%的水平下未通过显著性检验，而在加入了所有控制变量以后，URB在5%的显著水平下通过了检验，且符号为正，说明在加入控制变量以后，模型得到了优化，所选取的控制变量是有效的。就人口年龄结构而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为正，说明就全国水平而言，少儿抚养比的提高会增加居民的消费需求，其原因可能是少儿没有参加工作，是家庭和社会净投入。在加入了所有控制变量滞后，ODR在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为负，说明老年抚养比的提高会阻碍居民消费的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年龄仍然在工作，另一方面老年人崇尚节俭，开支较小。我国的少儿抚养比从1982年实施计划生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年抚养比从1982年的8%上升到2012年的12.7%，少儿抚养比的下降和老年抚养比的增加同时降低了居民的消费需求拉动力。此外，我们也发现2008年时间虚拟变量的估计结果显著，表明金融危机对居民消费具有一定程度的影响。由于系统GMM方法能够解决模型内生性问题和遗漏变量问题，文章给出了系统GMM法的估计结果———模型(3)和模型(4)，两个模型都通过了Sargan检验和扰动项无二阶序列相关检验。在系数估计方面，与差分GMM估计法相比，不管是显著性水平还是符号，两者的差别不大，但是系统GMM法的Sargan检验值要明显高于差分GMM法，尤其是在加入控制变量以后，说明系统GMM的估计方法更有效率。鉴于此，文章在后文全部采用GMM估计法进行估计。综合上述分析，城镇化与居民消费之间呈正向关系，目前的人口年龄结构与居民消费呈负向关系。但是从散点图1中可以看出，城镇化与居民消费之间并不是正向关系，而是在起初阶段时呈现负向关系。鉴于此，文章采用模型(2)进行估计，即加入城镇化的二次项，分析城镇化对居民消费的影响形式，估计结果见表3。模型(1)到模型(5)均是采用系统GMM方法的估计结果，可以看出，在依次加入控制变量以后，模型全部通过了Sargan检验和随机扰动项无自相关检验。在所研究的变量中，除了ODR的显著性水平没有全部通过以外，其他变量的显著性水平都非常高。且少儿抚养比与老年抚养比的系数符号与前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估计结果更为准确。根据模型(1)～(5)计算出城镇化拐点分别为56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城镇化对居民消费并非简单的正向关系，而是存在正U型关系。这可能是由于在城镇化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不减少其他方面的消费，居民消费率在城镇化前期一直是下降的。而当城镇化发展到一定成熟阶段，大部分居民住房问题得到解决，收入预期得到提高，居民会增加消费。这就不难解释近些年来我国居民消费率持续下降的原因，在城镇化初期，城镇化与人口年龄结构的双重负作用，是居民消费率下降的主要原因。2010年，我国的城镇化水平突破50%，已经接近拐点水平，城镇化的持续发展会提高居民的消费率。
在分析全国居民消费下降的原因的基础之上，尝试研究居民消费在不同地区之间的差异。为了探讨影响居民消费的区域差异，文章分别从东部、中部和西部进行模型的估计。在进行模型估计之前，分别对东部、中部和西部居民消费与城镇化分别进行关系散点图分析(散点图略)，结果表明不存在明显U型关系。因此文章建立线性模型进行估计，估计结果如表4所示。由于系统GMM法要优于差分GMM的估计方法，因此东中西部地区均采用系统GMM估计法进行估计。由表4可知，所有模型均通过了Sargan检验，表明所选取的工具变量是有效的，且一阶差分的存在一阶序列相关，而没有高阶序列相关，从而我们不能拒绝水平的残差序列不存在序列相关的原假设。在所有模型中，各地区居民消费率的滞后一期仍然显著影响着居民的当期消费。收入差距(GAP)没有出现在模型估计结果中，可能因为收入差距对居民消费需求不是简单线性关系，也可能不同省份城乡收入差距对居民消费影响特征不同。这与刘厚莲(2013)实证结果为城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系相一致。地区人均实际GDP的对数(lnRPGDP)对居民消费影响也不确定，可能是居民消费支出主要受受上期可支配收入影响，更有可能是各地区居民可支配收入占地区GDP比例不尽相同，通过人均GDP测算一个地区居民可支配收入可能不准确。例如:主要是靠投资拉动和能源消耗为主，投资主体主要是央企和大国企，这样的模式导致GDP确实很大，但老百姓从中取得的收入比重不会太高，这也就是外界通常所说的“只长骨头不长肉”;相反，广东、福建、浙江等地以轻工业为主，非公经济占比较高，GDP增长与居民收入的关联度也比较高，也就是“藏富于民”。在东部地区，URB的估计系数在5%的水平下显著为正，其系数值为0.142，说明城镇化率为增加1%，居民消费率会随之增加0.142个百分点。
东部地区城镇化的平均水平为62.39%，已超过拐点水平，城镇化的继续发展会促进居民消费的提高，这与上文的分析相符合。在人口年龄结构方面，少儿抚养比没有通过显著性检验，但其符号为正，说明在东部地区少儿抚养比对居民消费率起推动作用。老年人口抚养比在1%的显著性水平下通过了检验，其值为－0.3969，说明老年抚养比每增加1%，居民消费率会随之下降0.3969个百点。人口年龄结构在东部地区的作用效果与全国水平类似。就中西部而言，城镇化对居民消费的促进作用并不显著。中部和西部地区城镇化的平均水平分别为45.43%和41%，均位于拐点的左端。在城镇化初期，居民首要问题的是住房问题。住房占去居民大部分的消费开支，从而缩减居民在其他方面消费的开支。在人口年龄结构方面，中部地区少儿抚养比和老年抚养比对居民消费的影响都显著为正，西部地区老年抚养比虽然没有通过显著性检验，但其作用效果与中部地区类似，而与东部地区相反。究其原因可能有两方面:一是随着中西部生活水平提升，随着城镇化推进，越来越多老年人开始关注自身健康，增加医疗保健开支，二是中西部老年人收入比东部地区低;两者导致老年人口比重上升，提升居民消费比重。为了给出更加准确的解释，给出中西部居民医疗保健消费支出的不同。在医疗保健方面，中西部地区城镇和农村的消费支出占比都要高于东部地区，这与中西部的经济发展水平和医疗保障水平有关，医疗保障水平低会增加居民对医疗保健的投入。以上是基于东中西部地区分析城镇化和人口年龄结构对居民消费率的影响。可以看出，在东部地区，城镇化的持续发展会推动居民消费率的提高，而在中西部地区，其作用效果并不显著甚至其阻碍作用。在人口年龄结构方面，少儿抚养比在东中西部都起推动作用，而老年人口抚养比在东部地区起阻碍作用，而在中西部地区起一定的推动作用。
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当前我国经济放缓，显露经济停滞和通胀并存的迹象。统计数据显示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在减速，外储增加的1412亿美元中，经常项目顺差仅为298亿美元，②投资增幅跌至25%，5月份PMI指数为52.0%，环比回落0.9个百分点。③可见，如何扩大内需尤其是扩大居民消费需求成为当前政策的首要任务。事实表明，城镇居民消费一直是我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，当前扩大消费内需的关键在于扩大农村居民的消费需求。换言之，当前的消费问题，很大程度上就是农村居民消费需求结构问题。
关于农村居民消费结构问题，经济学界研究成果相当丰富，归纳起来，主要是从以下三视角展开的：一是从农村居民家庭的衣食住行等消费类商品消费
情况的视角来研究其现状：由于国家各项惠农政策的实施，农村居民家庭消费质量不断提高，表现为食品和衣着消费支出逐渐降低，文娱、交通通讯、医疗保健等消费支出逐渐增加。二是从转型的视角来研究农村居民消费结构的特征：农村居民消费结构逐步升级，未来20年居民消费结构将由生存型向享受型和发展型转变，并且农村消费结构升级滞后于城市。三是从消费差异的视角研究农村居民消费结构的差异：表现为城乡居民之间的消费结构差距扩大和农村居民群体之间的消费结构差距加大。本研究是从农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的互动关系视角，利用我国1978 -2010年经验数据，实证分析我国农村居民消费结构对产业结构和经济增长的影响，旨在为当前我国经济转型寻找原动力。
二、农村居民消费结构与转变经济发展方式的机理
（一）居民消费结构变动与转变经济发展方式的机理
从产业结构的视角看，居民消费结构是指各产业产品在居民最终消费中所占的比重，［1］因而产品结构是否合理，影响消费结构是否合理，而产业结构在一定意义上又决定了经济的增长方式。经济学家库兹涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量，而一个经济的产业结构又是由其生产方式所决定的。也就是说，居民消费结构变动与经济发展方式是相互作用相互影响的。具体地如下图所示。当居民消费结构发生变动时，首先通过价格机制引起生产消费资料的最终产品产业的生产调整，最终产品产业生产的调整会引起资源在不同产业间的重新分配，以居民消费结构变动为目的的不同产业协调发展必然促进经济发展方式转变。然后，经济发展方式引导和决定三大需求协调拉动经济发展，收入决定消费，经济的发展通过收入机制影响消费者行为，从而直接带动居民消费结构变动。简而言之，消费结构的变化决定着产业结构的变动，产业结构的变动决定着经济发展方式的变动，反之，经济发展方式的变动必须依据消费结构的变动进行调整。
居民消费结构与经济发展方式的相互作用机理（二）农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力
社会经济发展的终极目标是为了改进或提高广大人民的福祉，因而人们消费需求的满足状况、消费水平和消费结构提高程度成为衡量一个国家经济发展、国民经济是否良性循环的关键。目前我国有7.4亿农民、1.82亿农户，占中国人口的56.1%、世界人口的11.32%，④这是中国乃至世界最庞大的消费市场，具有最大的发展空间。然而，从目前发展现状看，无论是消费水平还是消费结构，农村居民与城镇居民相比，都落后10-15年。如，2009年农村居民消费水平为4021元，略高于城镇1994年的消费水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年农村居民平均每百户年度拥有彩电量为108.9台，大体相当于城镇居民1999年水平的105.43台。⑥可见，农村消费市场的发展是我国新一轮经济增长的契机，农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力。
三、农村居民消费结构与转变经济发展方式的实证分析
（一）模型的设定、变量的选择与数据的处理
向量自回归模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一种非结构化的动态联立方程模型，它可以同时揭示内生变量之间的即期关系和动态影响。基于此，本文采用VAR模型研究我国农村居民消费结构变动与产业结构和经济增长之间的长期均衡和短期关系，以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。考虑到统计数据的可得性及其代表性，选择相关变量和对相关数据进行处理如下。
文中采用农村居民的恩格尔系数(EC) ,即农村居民食品支出占消费总支出的比重，作为农村居民消费结构的代表变量。产业结构是中间变量，用三大产业占GDP比重，即第一产业比重（PFI），第二产业比重(PSI)、第三产业比重(PTI)作为产业结构的代表变量。经济增长指标用国内生产总值(GDP)指标，为了消除物价水平的影响，用历年生产总值指数对GDP进行调整，即按可比价计算。所选变量数据均根据《中国统计年鉴（1978-2010）》整理得来。为消除异方差，对以上五个变量做自然对数化处理，于是构建VAR模型为：yt=c+∑Pi=1A变量向量,At是带估计的参数矩阵， C是常数项，p是自回归滞后阶数，εt是随机扰动项。
（二）模型的估计与检验
1.单位根检验
由表1显示，五个变量都为不平稳的时间序列，经过一阶差分后为平稳I（1）过程，因此，可利用1978―2010年农村居民消费结构与产业结构和经济增长的经验数据来构建反映它们之间互动关系的VAR模型。表1单位根检验结果变量 ADF
检验值检验类型
注：检验类型中的C，T，K分别表示检验模型中含有截距项、趋势项、滞后值；临界值均为Mackinnon协整检验临界值；表示一阶差分。
2.VAR模型估计
在VAR模型估计中的一个重要问题就是滞后阶数的确定，通常可采用两种方法:一是LR(似然比)检验法，另一种方法是利用AIC信息准则、SC信息准则和HQ信息准则判断。根据样本数据计算相应的统计量，经判断初步选定滞后阶数为2阶，VAR模型具体估计式如下：
一般而言，第一个协整向量具有较强的经济解释能力，对第一个协整向量进行正规化后可以得到对应的协整关系表达式为:
由协整方程可以看出，农村居民消费结构与GDP的增长呈正相关，即GDP每增长1%，农村居民消费结构升级0.130801%。而三大产业的系数均为负值，显然，三大产业结构与农村居民消费结构脱节。因此，当前应高度重视农村居民消费升级对产业结构调整的影响，把握扩大农村居民的有效消费需求以及明确经济结构调整方向，增强产业结构调整的针对性和有效性，促进我国尽快走上消费驱动型经济发展阶段。
4.格兰杰检验
为考察农村居民消费结构变动与三大产业结构和经济增长之间存在的长期均衡关系是否构成因果关系以及方向如何，选择滞后期为2的格兰杰检验，结果见表3。表3
由表3可得出如下结论：其一，我国农村居民消费结构演变和第一、二产业结构之间存在单向因果关系，而第三产业与农村居民消费结构不存在因果关系。换言之，三大产业中，只有第一、二产业结构在一定程度上促进农村居民消费结构的升级，而农村居民消费结构升级对第一、二产业结构的拉动作用不明显。究其原因，三大产业结构与农村居民消费结构不相适应，特别是第三产业的发展与农村居民的消费需求相差甚远。其二，在0.1的显著性水平下，农村居民消费结构与经济增长之间不存在双向的因果关系。这意味着，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民的消费结构从生存消费需求向享受、发展需求层次转变。但是，农村居民消费结构对经济增长的促进作用却不明显。其三，第一产业与经济增长不存在双因关系，而第二、三产业结构与经济增长都存在双向因果关系。可见，第二、三产业对经济增长的贡献比较大，而第一产业相对较小。
5.脉冲响应分析
为了清晰地反映农村居民消费结构与产业结构和经济增长的动态影响，在VAR模型的基础上估计农村居民消费结构的脉冲响应函数，并根据相关指标的比较把响应函数追踪期设定为15年。由表4显示：一方面，当本期给第一、二、三产业一个冲击后，居民消费结构立即作出了响应，并且这一冲击对农村居民消费结构变动短期内影响较大，呈现一定的波动性，因此，三大产业的协调发展更有利于农村居民消费结构升级。另一方面，经济增长不仅在短期内对农村居民消费升级有明显的拉动作用，而且能持续形成对农村居民消费增长的正向响应，不过这种带动作用将会越来越弱。
6.方差分析
方差分解可将系统的预测均方误差分解为系统中各变量冲击所作的贡献，从而可以进一步考察我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的动态变化。具体分解结果如表5。
由表5可知:一方面，消费结构的冲击影响呈现先上升后下降的趋势，在第6期最高点27.14417%。三大产业结构的冲击影响是递增的，在第15年分别到达1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的变动中，0.000332%-27.14417%的波动可以由消费结构的变动解释0.328230%-1.148291%的波动可以由第一产业的变动解释，0.272053%-1.482778%的波动可以由第二产业的变动解释，3.709335%-23.53602%的波动可以由第三产业的变动解释。可见，农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。因此，调整产业结构，大力发展第三产业，促进我国农村居民消费结构升级是未来经济增长的最大原动力，这与理论分析相吻合。
四、结论与政策建议
综上可知：我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长具有长期的均衡关系；农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。然而，目前我国产业结构与农村居民消费结构存在着严重“错位”，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民消费结构升级，而农村居民消费结构演变并没有引起产业结构的改变，对经济增长的促进作用也不明显，从而导致农村居民消费慢于经济增长。因此，在当前和未来时期内，可从如下几方面促进农村居民消费结构的升级与优化，适时调整三大产业结构，实现经济增长方式的转型。
（一）建立农民增收的长效机制，稳定农村居民的消费预期
首先，建立农民增收的长效机制。农村居民消费取决于农民收入增长的长效性，因而要拓宽农民的增收渠道，既要从农业内部挖掘农民持续增收潜力，又要通过市场，增加农民的货币收入，从农业外部寻求增收途径，同时还要通过教育、培训等方式提高农民自身增收能力。［2］(56-57)其次，稳定农村居民的消费预期。目前我国农村居民面对农业生产、疾 病等方面的不确定性，不得不减少当前消费，增加储蓄以增强抵御不确定的风险。据调查，农民一次大病的平均花费7000多元，几乎等于一个家庭一年的全部收入。⑦因此，扩大公共财政向农村倾斜，完善农村教育、医疗等社会保障体制，增强农村居民消费信心，从而促进农村居民消费支出及其支出结构的升级。
（二）把握农村居民消费热点，引导农村居民消费结构优化与升级
消费热点反映出消费者新的消费愿望，构成了消费者对未来消费的潜在需求的方向。随着农民收入水平的提高，农村居民消费逐渐升级。因此，要关注农村居民消费需求的新动向，把握农村消费热点。一方面，加强舆论导向，引导农村居民合理的消费行为。另一方面，以农村居民消费热点为增长极，适时调整产业结构，引导农村居民消费结构的升级。这样既能使企业生产实现有效供给，又能使农村居民消费需求结构的变化成为产业结构优化升级的强大动力。所以，政府可以通过宏观调控政策培育农村消费热点，［3］(29)如调整财政资金的使用方向、力度和节奏，采用各种转移支付手段来改变产品的相对价格，在农村市场培养那些示范效应强，能够带动相关产业发展、辐射作用大的消费热点，引导农村居民消费结构升级。
（三）以农村居民消费结构升级为导向，促进产业结构调整
首先，适时调整农业结构，发展农业生产，增加农产品的有效供给。一方面，把握市场消费需求，合理调整农业生产结构和农业的品种结构；另一方面，根据市场消费结构，发展高产优质高效农业，不断推出农产品消费热点；同时，提高农产品的科技含量，构建优势产业群体，延伸产业链条，推进农业产业升级。其次，面向农村消费品市场调整第二产业结构，生产适合农民消费水平的工业消费品。第三，大力发展农村服务业，加大公共财政对农村的基础设施的投入力度，改善与农民生活消费相配套的“硬”环境和“软”环境，提高农村居民消费的幸福指数。
（四）缩小城乡居民消费差距，促进消费公平
消费差距在很大程度上源于收入差距。所以缩小城乡居民消费差距，应从合理调节城乡居民收入差距入手。首先，稳定和完善农村税收政策。继续通过对农业生产资料从生产到销售各个环节实行税收减免，降低农业生产资料的成本；完善现行对农产品征收增值税制度，应将增值税延伸到农业生产环节，切实减轻农民负担。［4］(177-179)其次，完善农村土地产权制度。数据资料分析表明：⑧农村居民土地价值下降是城乡居民财产占有水平差距扩大的重要原因。因此，应从保护农民土地权益出发，健全土地承包权流转的方式和程序，缓解农地关系紧张的矛盾，提高资源的利用效率，使农民能够获得通过市场化运作土地资产在流转中带来增值的收益。第三，建立和完善补偿机制，着力改善农村低收入群体的的生产和生活条件，增加低收入者的消费能力。
注 释：
①中华人民共和国国家统计局.stats.省略/tjsj/jidusj/
②余丰慧.智慧应对中国经济不确定性风险［EB/OL］.中国宏观经济信息网.2011-5-30
省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml
③中国宏观经济信息网.5月中国制造业PMI为52%经济增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml
④中国人民大学课题组.扩大农民消费问题研究――背景和意义(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791
⑤中华人民共和国国家统计局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑥中华人民共和国国家统计局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑦韩 俊，罗 丹.中国农村医疗卫生状况报告［J］.中国发展观察, 2005(1):16
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主要参考文献：
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Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic
Development Model: Evidence from 1978 to 2010
篇4
一、我国消费结构及消费结构升级现状
消费结构反映人们的消费水平、消费质量、和消费需求的满足状况，其变化对社会经济的发展起着举足轻重的作用。
(一)、消费结构的升级也称“消费革命”，是指一个社会的消费需求的变化与发展，即代表一个消费时代的主流商品的升级和变革的过程。所谓主流商品，也就是大多数消费者已经或即将把主要支付集中在其身上的商品。这里的革命更多地体现出的是外延型的跃迁，即从无到有的过程。当然也包括了消费重点和热点的变化。
改革开放后我国消费结构升级的阶段性特点
以满足吃穿为重点的温饱型阶段（1978 ― 1984 年）。在这一阶段，随着居民收的增加，居民消费的重点主要是满足基本的生活需求即解决温饱问题，所以这一阶段食品和衣着消费占到居民消费支出的70% ― 80%。自行车、手表和缝纫机是该时期的主要消费热点或标志性商品。
一般耐用消费品普及阶段（1985 ―1991 年）。这一阶段是我国城镇居民在解决温饱之后，随着收入水平的上升而进行的第二次消费结构升级过程免费论文下载。在这次升级过程中，城镇居民的边际消费倾向呈明显的上升趋势毕业论文题目，彩色电视机、电冰箱、洗衣机是该时期的主要消费热点。城镇居民消费从千元级迈向万元级，形成了以家用电器普及为代表的耐用消费品热潮。
以居住、家庭设备等为重点的优化生活品质阶段（1992 ― 2000 年）。在这一阶段，我国正式确立了市场经济体制，商品市场化程度迅速提高，劳动力等要素的市场化也逐步展开，城镇居民收入水平迈上新的台阶，家庭消费呈现出新的变化趋势：居民的住房消费支出增加，居住条件得到明显改善；空调、大容量冰箱、影碟机、组合音响、家庭影院、高清晰度彩电、中高档乐器（如钢琴）、健身器材、手机、个人电脑等多种新一代消费热点产品大量进入寻常百姓家庭；城镇居民用于通讯、旅游和健康的支出增加。
以住房、汽车、教育文化、旅游等为重点的享受型和发展型阶段（从2001 年起）。新一轮消费结构升级是指本阶段的完成过程。这一阶段，家用汽车、住房至今等十万元至几十万元的大型耐用消费品成为城镇居民关注和消费的热点，以教育为龙头的教育、通信、文化娱乐、旅游等服务类消费大幅攀升。对我国城镇居民而言，新一轮消费结构升级的本质是生活质量从小康向富裕的过渡和转变。
(二)、目前我国所处的消费结构升级阶段是“住行消费革命”，顾名思义，与住行直接关联的产业面临大力度的改革和发展。那么，这些产业即现阶段培育出的市场热点，已经具备了主流商品的市场。但这些商品在现有的市场运行和操作中，亟待解决的一些问题成为其发展的瓶颈。住房，截至2008年底，我国已竣工的通过房地产开发商经营的积压房为9124万M2,市值大约为2000亿元。而我国的住房消费支出使用恩格尔系数计算不足5%，与国际标准的20%相差甚远。房屋的价格畸高，需要住房的人绝非少数，却没有足够的支付能力，只能表明这个市场还不够发达，市场化程度低。在这种情况下毕业论文题目，住房信用贷款就可以缓解供需矛盾，从2000年起个人按揭贷款购房已经成为市场主流。有资料表明，个人购买商品住房占商品房销售总量的90%，而且代表着未来的发展趋势。同时，商业银行也向消费者以自有产权的房屋为抵押申请用于装修房屋、购置家家电支出发放的一次性贷款。这些新的贷款办法的出台，在一定程度上也将这些商品的需求能量逐渐释放，不失为一个一举两得的好方法。同等道理也适用于我国的轿车行业，我国目前人均保有量为20辆/万人，与世界平均水平的1辆/11人的差距是巨大的。当然，也从另一个角度反映出中国轿车市场潜力的巨大。
二、分析方法
扩展线性支出系统模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是经济学家Luch于1973年在美国经济计量经济学家Stone的线性支出系统模型的基础上推出的一种需求函数系统免费论文下载。目前被广泛用于对消费结构的研究中，本文也将采取这一分析定量实证研究方法，用数据说明消费结构升级问题及亟待解决的消费信贷问题。 该系统假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。
假设将人们的消费支出具体划分为I类，则各类商品的消费支出可以用模型表示为：
Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)
其中，Vi是对第I类商品的消费支出， Pi和qi分别为第I类商品的价格和基本需求量，βi为边际消费倾向，V0为基本需求总支出，Y为收入水平。该模型即为“扩展线性支出系统模型”（ELES模型）。
如果样本数据为横截面数据，可用最小二乘法对模型进行估计毕业论文题目，则可以设：
αi=Piqi-βiV0 (2)
则模型（1）可以表示为：Vi=αi+βiY (3)
对公式（2）两端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)
由公式（2）也可以得出：
Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)
然后利用弹性公式计算相关系数
收入弹性= βiI/Vi 其中，I取平均收入
自价格弹性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi
互价格弹性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)
本文以2001~2008年的中国城镇居民的收入与消费支出情况（数据来源于《中国统计年鉴》）并2001年为基年进行了处理，（表略），对城镇居民消费结构及其变化进行定量分析。
三、消费支出构成分析及边际消费倾向实证分析
（一）、消费支出构成
表1 城镇居民家庭平均全年消费性支出的构成（%）
年份
食品
衣着
家庭设备用品及服务
医疗保健
交通通讯
娱乐教育文化服务
居住
杂项商品及服务
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.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
篇6
随着居民收入的逐步上升与生活质量的不断提高，居民生活引发的碳排放会越来越大。在国家积极探索内需拉动经济的同时，如何有效地降低居民部门对碳排放的影响，是中国实现可持续发展、可持续消费的重要方面。促使居民生活碳排放减少的因素主要有居民消费碳排放系数、平均消费倾向、平均家庭规模、居民能耗结构等[1-3]，不过不同因素影响效应的程度与减排潜力存在明显区别。首先，平均消费倾向呈现逐年下降的趋势，对居民生活碳排放起着明显降低效应，但不能依靠该因素达到降低碳排放的目的，因为这与国家大力刺激内需政策相左。其次，平均家庭规模虽是降低趋势，但不可能一直缩小下去，按照2014年放开单独“二胎”政策，倡导理想家庭模式为“三或四口之家”，所以未来依靠缩小家庭规模以达到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗结构呈现出无序的变动态势、各种能源比例需要进一步升级、优化，尽量使其对居民碳排放的影响效应明显化。最后，文献对于碳排放强度对碳排放的显著降低影响有着一致的结论[4-7]，这对研究中国居民消费碳排放系数对其碳排放的影响效应有重要借鉴意义，因此居民消费碳排放系数就成为基于居民部门节能减排工作的重要突破口。而居民消费碳排放系数取决于居民消费水平、居民消费模式以及居民生活用于购买能源产品的数量，属于影响居民部门碳排放的内生因素[8-10]，简而言之，与居民消费结构密切相关。鉴于此，根据居民消费结构与碳排放系数的变动特征，在考虑城乡居民消费差异情况下，探讨前者对后者的影响效应，并对使其降低的有效途径进行相应探索是非常重要的。
1 居民消费结构与居民消费碳排放系数的变动
1.1 居民消费信息熵
消费支出用途与所占比重不同，无法综合度量居民消费结构的动态演变规律，信息熵可以很好地解决这个问题。信息熵（Information Entropy）是对一种物质或体系运动无序度的量化[11]，反映其变动结构特征。将信息熵引入居民消费可以很好地考虑到不同消费项目所占的比重，反映居民消费结构演变规律。根据信息熵的计算公式，居民消费信息熵的计算方法如下：
为居民消费信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示类消费支出， 为 类居民消费支出。 综合考虑各种消费支出的比重变化，反映居民消费结构特征，是对居民消费无序度的量化。数值越大，表示居民消费无序度越大；良好的居民消费结构是从无序向有序、由低级有序向高级有序的演变。但并不表示数值越大，相应的消费结构越好，而在有序的变动过程中，趋于稳定，才视为良好的发展状态。
1.2 居民消费碳排放系数
借鉴生产总值碳排放强度与能源碳排放系数的定义，居民消费碳排放系数称为万元居民消费碳排放，表示为满足单位居民消费水平所消耗的能源产生的碳排放。尽可能在满足居民生活需求与提高生活质量的情况下尽可能降低满足单位居民消费水平（或效用）所造成的碳排放，是国家积极探索内需启动经济发展、倡导可持续消费模式的重要方面。
1.3 居民消费结构与居民消费碳排放系数的动态演变特征
由图1所示，1985～2013年中国居民消费结构与碳排放系数呈现不同方向阶段性波动：
1985～1987年居民消费信息熵缓慢上升，居民生活水平较低，恩格尔系数较大，居民消费限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消费信息熵有轻微下降，主要由于家庭设备用品及服务类消费支出的比重上升，引起结构变动的混乱；同时家用耐用消费品的增加，加大居民生活对能源的消耗，造成碳排放系数上升。1993～2002年居民消费结构中食品与衣着类支出比重逐渐下降，居住、交通通信、家庭设备用品及服务等支出比重持续上升，居民消费结构处于由低级向高级的逐渐转变过程中，居民消费水平有了显著提高，快于居民生活碳排放，进而居民生活碳排放系数持续下降。
2003～2007年居民消费结构持续升级，引发居民对住宅、汽车与家用电器等消费热点的需求，引起居民生活碳排放增加。这一时期居民的平均消费倾向整体下降，但对这几类的消费倾向是上升的，进而促使这一时期居民生活碳排放系数的提高。2008～2013年居民消费信息熵与居民生活碳排放系数呈现不同方向变动，前者持续增加，能源与环境压力的持续增强促使节能减排成为“十一五”规划中重要的约束性指标[10]，政府大力倡导与宣扬可持续消费或绿色消费，鼓励消费节能型产品，引导居民生活减少对能源的压力，促使居民生活碳排放系数下降。
由上文分析不难看出，1985～2013年不同时段我国居民消费结构对居民消费碳排放系数的影响效应存在差异[12]。因此，中国居民消费结构如何升级、优化调整才能促进居民部门节能减排工作的顺利进行呢？明显看出，居民生活碳排放系数与居民消费结构变动之间呈现的是非线性特征，因此不能简单地应用以往的线性模型设定两者关系，应该建立适合两者真实互动的关系的模型。阈值协整模型主要分析非线性序列，不同于以往假定变量之间呈现线性关系的模型，因此在考虑城乡居民消费差异的情况下，构建非线性阈值协整模型，揭示中国居民生活碳排放系数因居民消费结构变动与城乡居民消费差异不同而呈现机制转移的非线性效应。
2 理论模型
2.1 城乡消费差异的泰尔系数
由于我国呈现二元结构，城乡消费水平存在很大差距，而居民消费水平受城乡消费水平差距的影响，因此构建基于居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型时，需要兼顾城乡居民消费水平的差异。文献中度量城乡居民消费水平常常采用人均消费支出，但该指标没有反映城乡居民人口比重的变化，故计算度量城乡居民消费水平差异泰尔系数[13]，计算公式如下：
其中 分别为城镇居民与农村居民， 为消费水平， 为人口。结果表明居民城乡消费水平差距呈现先上升，继而缓慢下降的变动趋势。
2. 2 阈值协整模型的设定
表示居民消费碳排放系数， 表示居民消费结构变动信息熵， 表示城乡居民消费差异的泰尔系数。为表征居民消费结构变动对居民碳排放系数呈现非线性影响效应，需要定义非线性光滑转移函数 ，大小位于 连续函数，反映居民消费结构对其碳排放系数的影响效应随着变动程度的不同而发生变化。其中 为阈值变量， 为机制转移的位置。 为光滑参数，反映两个之间平缓速度的快慢。 为阈值参数，表示机制发生转移时阈值变量的取值。因此，居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型可设定为：
3 模型的检验与估计
3.1 变量的单位根检验
为确保数据适合构建阈值协整模型，虽然变量不一定是平稳序列，但一阶差分序列必须是平稳的。换言之，要求变量为一阶单整序列，即要通过变量的单位根检验。运用常用的两种单位根检验方法即 与 法进行检验，结果显示，虽然居民消费信息熵、碳排放系数与城乡居民消费差异的泰尔系数不平稳，但一阶差分不存在单位根，即三个变量是属于一阶单整序列，可以进行下一步的操作。
3.2 有关平滑转移函数 存在与形式确定的检验
确定平滑转移函数 是否存在与具体的形式，首先确定机制转移发生的位置参数，其次进行非线性检验，证明在位置参数确定的情况下所设置的模型呈现非线性；最后确定平滑转移函数的具体形式。
3.2.1 确定机制转移位置参数
位置参数的确定方法是基于平滑转移函数的三阶泰勒展开[14-15]，将展开式代入式（3），重新参数化后得到：
针对不同的 运用OLS对式（2）进行估计，根据 函数值最小确定相对最优模型，或者拟合优度即 最大时所对应的 即为机制发生转移的位置参数。本文选取 的取值范围在 ，根据表1的结果，选取 最大时对应的 。
3.2.2 非线性检验
进行非线性检验，运用基于极限分布为 的 检验，原假设为不存在非线性，即展开式中 ，拒绝原假设，认为该模型存在非线性。由表2的检验结果得知，拒绝存在线性的原假设，即该模型存在非线性。
3.2.3 平滑转移函数 具体形式的确定
通常平滑转移函数形式有两种，指数函数与逻辑函数，检验方法仍是 检验，不过原假设与备择假设的设定不同，本文设定原假设 ； ； [16-17]，如果不拒绝 而拒绝 ，则式（4）中 为指数函数，否则为逻辑函数。根据表2的检验结果，拒绝 ，则可确定函数形式为逻辑函数。
3.3 阈值协整检验
根据估计的平滑转移函数 的形式对式（4）进行估计，若模型估计的残差是平稳序列，则该模型为阈值协整模型。可以采用部分残差进行检验[18]，检验统计量设定为：
4 实证分析
4. 1模型的估计结果
为确定阈值参数，对式（4）进行 迭代估计，直至残差平方和最小，估计结果如下：
光滑函数的结果反映在考虑城乡居民消费差异的情况下，居民消费结构对居民生活碳排放系数产生长期效应，呈现非线性特征。其中光滑参数 ，表明这种非线性效应机制转移的速度较为缓慢。
4.2 分阶段分析
阈值参数 表明居民消费结构对居民消费碳排放系数的非线性转移发生在居民消费信息熵等于1.905处。如图2所示，1985～2002年居民消费信息熵小于估计的阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于0或接近于0。居民消费结构对碳排放系数的影响效应遵循第一机制，由 反映。1985年与2002年居民消费信息熵分别为1.56与1.85，城乡居民消费差异的泰尔系数分别为0.76与0.94，由于居民消费结构的变动引起居民生活碳排放系数分别下降了0.31与0.48。其他年份具有类似的结果，即在居民消费以“衣食住”为主的消费模式，居民消费水平还未达到小康水平，居民消费结构比较单一，处于低级变动状态时，对居民生活碳排放系数的影响效应为负，利于居民生活能源效率的提高。
当居民消费信息熵围绕在估计的阈值参数 周围波动时，估计的光滑转移函数 介于0与1之间，从而使得居民消费结构变动对居民生活碳排放系数的影响效应在第一机制与第二机制之间平滑转移，由 反映，影响效应由负向正、继而由正向负平滑转换。2003～2007年居民消费结构中私家车、住宅、高端通讯工具等成为新的消费热点，消费支出总量与比重快速增加，从而加大了居民生活碳排放。在2003年与2007年使得居民生活碳排放系数分别提高0.48与0.51，表明居民消费结构处于众多消费项目分别变动，较为混乱的变动状态，尤其是高能耗消费的增加，提高了居民生活碳排放系数。
2008～2013年居民消费信息熵大于估计阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于1或接近于1，这段时期居民消费结构对居民生活碳排放系数的影响效应服从第二机制，由 反映。居民消费结构中各消费项目呈现不同方向的变动，但逐步形成以住宅、交通通讯、家庭设备用品及服务与教育文化娱乐服务类支出为主，食品支出为辅的消费格局。“节能减排”理念引导居民向低能耗与低排放的方向转变，引起居民生活碳排放系数在2008年与2013年分别下降了0.124与0.127，居民消费结构变动对碳排放系数的影响效应为负，有利于居民生活中节能减排。但作用程度较弱，说明通过居民消费结构变动促进居民部门节能减排这一途径还有很大的潜力与空间。
4.3 对居民生活碳排放系数的偏效应
根据估计结果分别计算居民消费结构与城乡居民消费水平差距对碳排放系数的偏效应。如图3所示，居民城乡消费水平差异的泰尔系数对居民生活碳排放系数由负效应逐渐向正效应转变，并且有逐渐增加的趋势，表明城乡消费差距逐渐成为阻碍居民部门节能减排的重要因素。居民消费结构的变动对居民生活碳排放系数的偏效应，呈现先降后升，而后由升向降平缓转移的影响态势，不过后续降低效应不具有明显性。
5 结论
在考虑城乡居民消费差异情况下，构建居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型。得到主要结论如下：
第一，1985～2013年中国居民消费结构变动对居民消费碳排放系数的长期效应，因消费结构优化、升级变动，而呈现非线性的转换与演变：1985～2002年居民消费结构中“衣食”类支出逐渐下降，“住行用教”类支出比重上升，两者比重接近，逐步形成“两足鼎立”的消费模式，居民消费结构对碳排放系数的影响效应服从第一机制，呈现负效应。2003～2007年居民消费中“住行用教”类支出大幅度上升，并且属于高碳排的消费项目，引起居民生活碳排放系数上升，这一时期居民消费结构呈现增加效应，在第一机制与第二机制之间平缓转换。2008～2013年受节能减排政策以及可持续消费模式的影响，居民消费逐步向低能耗、低排放方向演变，进而引起居民生活碳排放系数的降低
第二，与之相一致，居民消费结构变动对碳排放系数的偏效应由负向正转换，继而向节能的方向演变，但负效应不是很显著。同时城乡居民消费差异对居民消费碳排放系数的影响效应整体上呈现负效应，逐渐向正效应演变，表明城乡消费差异不利于居民部门碳排放系数的降低。
从长期上看，中国需要进一步优化居民消费结构，提倡可持续消费模式、降低居民消费碳排放系数；同时缩减城乡居民消费差异，提高区域消费水平均衡化，从居民部门出发，促进节能减排工作的顺利进行。
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篇7
消费是国民经济的重要组成成分，是推动经济发展的“三驾马车”之一。鼓励消费，扩大内需有利于促进国民经济增长。衡量消费需求水平可以有多种方法，消费结构是其中之一。消费结构是经济结构的重要组成部分。消费结构反映人们消费的具体内容，反映消费水平和消费质量，反映人们消费需要的满足状况。随着社会经济的发展，研究消费结构问题越来越重要。本文主要研究消费结构的现状，通过实例揭示消费结构的规律性，并对消费结构的发展趋势进行预测，寻求合理的消费结构，以便合理引导消费，促进国民经济走可持续发展道路。
2我国消费结构现状
按照国家统计局现行的分类标准，将城镇居民消费支出共分为X1-X8，共 8 类。他们分别代表食品，衣着，家庭设备用品及服务，医疗保健，交通通讯，娱乐教育文化服务，居住，杂项商品及服务。首先，我们从《中国统计年鉴》上获得 1981-2010 年我国城镇居民家庭各项人均消费支出及总支出的数据，然后计算每年各类支出在总的居民消费性支出中所占的比重，以此刻画消费结构的变化。
2.1食品消费质量提高，衣着消费支出比重下降
食品消费水平由过去简单的吃饱吃好，转变为品种更加丰富，营养更加全面。一方面由于食品供应的日益充足，2001年我国水果产量6658万吨，是1993年的2.211倍；油料产量2864.8万吨，是1993年的1.588倍。另一方面由于在外饮食的增加，粮食消费比重减小，购买量大幅度下降。2001年城镇居民人均购买粮食79.7公斤，比1989年下降40.5%；人均购买食用油8.5公斤，比1989年增长37.5%；购买牛羊肉、家禽、蛋类、鲜奶、干鲜瓜果等都有不同幅度的增长；在外饮食达到人均314.2元，比1989年增长4.7倍。
2.2住房消费比重上升较快
居住方面的消费比重大幅上升，这是与我国住房及配套的工资制度改革紧密相关的。随着市场经济的发展和市场体系的逐步健全，住房的商品化、货币化程度也进一步提高。人们用于改善居住环境方面的支出也呈较大幅度的增长。所有这些，都将导致住房消费比重上升。3对消费结构进行实例分析
3.1最小平方法
应用最小平方法研究现象的发展趋势，就是用一定的数学模型，对原有的动态数列配合一条适当的趋势线来进行修匀。它的原理就是原有数列的实际数值与趋势线的估计数值的离差平方和为最小。用公式表示如下
∑（Y－Yc ）2最小值 式中， Y c趋势线的估计数值；Y原有数列的实际数值
如果现象的发展，其逐期增长量大体相等，就可以考试配合直线趋势。直线方程的一般形式为 Y c = A +B T 式中，A截距；B直线的斜率
上述直线方程中，a b为两个未定参数，根据最小平方法的要求，用求偏导数的方法，导出以下联立方程组 ∑Y= NA+ B∑T；∑TY = A∑T +B∑T2
式中，T动态数列的时间 ；Y 动态数列中各期水平；N 动态数量的项数
3.2用最小平方法分析食品在总消费中的比重及发展趋势
随着居民收入的提高，衣物消费比例可能会逐步下降。我们通过对1997到2010年的衣物消费做分析如下：
可知：∑Y=359.08；∑TY = -70.107；∑T2 = 60；N=9将数据带入公式中得
359.08=9A；-70.107=60B得出式中：A=39.898 ；B=-1.168 故：Yc=39.898-1.168T
同理可得衣物消费、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、娱乐教育及文化、居住、杂项商品及服务的发展趋势方程式分别为：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。当T等于5，6，7，8，9时，可以算出2006至2010年各种消费在总消费中所占的比例。
4结论和建议
4.1结论
从上面的分析来看，我国城镇居民家庭消费结构中变化最大的是交通通讯方面的消费，呈快速上升趋势，到2010 年这项消费估计会成为我国城镇居民消费中最重要的部分；其次是食品消费，在未来几年内食品消费的绝对数字是上升的，但是其在总支出中所占的比重却是下降的；在其他的诸多项目中，呈现上升趋势的有医疗保健、居住和杂项，呈现下降趋势的有衣着、家庭设备用品。就此给出几点建议：
4.2建议
努力增加居民可支配收入，补偿各项经济体制改革给居民带来的制度风险支出同时，完善社会保障制度改革，使居民对自己未来的消费支出有更稳定的预期各级政府应该想方设法增加城市中低收入群体的可支配收入。利用税收杠杆，增加对这部分居民的转移支付。同时，完善社会保障制度改革，在医疗保险、人身保险失业救济等方面应增加扶持力度，让居民对自己未来的消费支出有稳定的预期，从而提高居民的消费倾向。
参 考 文 献
[1] 包慧敏.中国城镇不同收入阶层居民消费行为及消费结构分析[J].内蒙古大学硕士学位论文,2004年5月
篇8
一、山西省居民消费结构的历史演变过程
截至目前，山西省居民消费结构大致经历了三次升级换代，消费结构由层进式向渐进式不断拓展升级。
第一次是改革开放初期，由于计划经济体制羁绊的解除，山西市场经济的潜在能量在改革开放初期迅速得到释放，长期受供给制束缚的城镇居民消费能力也迅速扩张。以衣着为代表的纺织行业和以“三转一响”的“老四件”，即自行车、缝纫机、手表和收音机为代表的轻工产品消费量迅速增长，在居民消费中占有重要地位。消费结构变化也引起了产业结构的变动，其中，第一、第二、第三产业增加值分别由1978年的18．2亿元、51．5亿元、18．3亿元增加到1985年的42．3亿元、120．1亿元、56．7亿元，三次产业在国民经济中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改变为1985年的19．31％：58．84％：21．89％。这次居民消费结构的升级标志着山西省居民生活进入温饱时期。
第二次是80年代末到90年代末，以彩电、洗衣机、电冰箱、录音机为主要代表的“新四件”成为集中的消费热点，并迅速普及。1981年我省城镇居民家庭平均每百户拥有彩电0．6台、洗衣机6台、电冰箱0．2台、录音机13台，刚刚开始进入萌芽期；到1998年时，彩电拥有量107台，洗衣机增加到91台，电冰箱增加到76台，已基本达到饱和期。而带动这一变化的，则是居民收入的增长，从1978年到1985年，山西省城镇居民人均可支配收入仅从301．4元增长到595．3元，而到1999年，这一数字已经增长到4342．6元。居民消费的快速增长，大大推动了山西经济的发展，产业结构也随之有了较大的变动，山西第一、第二、第三产业在国民经济中的比例关系已经由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改变为2000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消费结构的升级标志着山西省城镇居民生活进一步提高，开始步入小康社会。
第三次是目前我们所经历的以“住”、“行”为主要消费特征的消费结构升级阶段，城镇居民与农村居民的恩格尔系数分别从2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城镇居民用于吃、穿、用和其他商品服务的消费支出比重下降，用于住、医疗保健、交通通讯、文教娱乐服务消费的比重上升，它们由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分别上升为2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中变化最为显著的是医疗保健和交通通讯消费的迅速增加。这说明随着人们生活水平的显著提高，居民更加注重身体健康，医疗保健支出增加较快，交通通讯和信息消费成为近年来城镇居民消费的亮点。同时，随着农民收入水平不断提高，农民的消费结构也发生了明显变化，传统的以吃穿住为主的温饱型消费倾向得以改变，呈现出生活消费多样化和向享受型变化的新趋势。农村居民用于吃、穿、住、用的消费支出比重下降，用于医疗保健、交通通讯、文教娱乐的比重上升，变化最为显著的是交通通讯和文教娱乐消费的迅速增加。2005年农村居民交通通讯人均支出所占比重为8．54％，比2000年上升了4．29个百分点，文化教育娱乐人均支出所占比重为14．89％，比2000年上升了3．11个百分点。这表明山西农民在吃穿住用方面得到极大改善后生活消费增量主要投向了享受和发展方向。这次居民消费结构升级标志着山西居民生活开始向全面小康社会迈进。
总体上看，山西居民家庭消费已经摆脱了追求温饱及生存消费阶段，消费结构在加速升级换代，由过去的满足基本生存消费向发展型、享受型消费层次转化。
二、消费结构升级为产业结构升级带来的机遇
根据发达国家的经验，一个国家居民消费一旦升级到以“住”与“行”为主要内容的阶段，消费结构升级对产业结构调整和经济增长所产生的势能就是持久强大的，因为产业结构是由需求、以技术为主的供给和比较优势三方面因素所决定的，而消费需求决定着产业结构调整的方向，是产业结构调整的强制力量。目前山西消费结构转型升级正在向纵深发展，这为山西省产业结构的调整带来难得的发展机遇。如果能够顺势利导，就能给山西省的经济带来长期的景气与繁荣。消费结构升级换代给产业结构调整带来以下机遇：
第一，消费结构升级换代的层次性和阶段性为优化产业结构带来机遇。随着山西居民收入水平的提高，其需求结构也会发生相应的变化，这种变化累积到一定程度就促成居民消费结构的升级换代，这直接影响到产业结构的变化。在消费结构升级的初级阶段，食品、服装类消费支出在居民消费中占有很大比重，由此带动了轻、纺工业的较快发展；在第二次消费结构升级阶段，电冰箱、洗衣机等家庭耐用品开始进入居民家庭，这对电子、钢铁、机械制造等行业产生了强大的驱动力；现阶段即第三次消费结构升级时期，人们日益关注“住”与“行”，用在“住”与“行”等方面的支出大幅度增加，直接推动了建筑、汽车及其相关行业的迅猛发展，并且由于受产业链效应的影响，人们的生活必需品消费范围也在发生变化，这种变化不仅影响着生产和消费资料的构成，而且还影响着全省的产业结构。
第二，热点消费品的产业链效应为产业结构调整带来机遇。目前正在进行的第三次消费结构升级的主要标志就是以商品房和私家车为代表的大宗商品开始家庭化。住房、汽车等商品的产业链比较长，它们的消费可以带动相关产业的高速发展。据统计资料测算，由于汽车产业链很长，辐射面广，能带动钢铁、机械、电子、橡胶、玻璃、化工、建筑、服务及其他56个相关产业的发展；住宅业的发展能带动建筑、建材、冶金等50多个物质生产部门20多个大类近200种产品的发展，另外，住宅行业每吸纳100个人就业，可以带动相关行业200个人就业。可见汽车、住房等热点消费品的拉动作用范围广、层次高，与社会生产和人民生活关系密切，启动并合理控制这些热点消费品的市场导向对山西省产业结构的调整大有裨益。
第三，教育文化、交通通讯、医疗保健等消费热点对产业结构的调整提供智力支持。随着居民生活水平的提高，人们对教育文化、交通通讯和医疗保健的消费支出持续上涨，并且消费的规模逐渐扩大。在这种情况下，一方面这些产业利用自身创造的价值来提高自己在产业结构中的比重，提升自己的地位，并且通过带动其他相关行业的发展创造间接价值和就业机会；另一方面，由于这些行业包含较高的智力和科技因素，因此它们的发展必将为山西省产业结构调整注入活力，提高山西省产业结构的科技含量，成为山西省产业结构优化的“智力装配部”。
三、山西产业结构现状与存在的问题
新消费结构的变化，对山西产业结构提出了更高的要求。调查数据显示，2005年山西产业结构分布情况：第一产业6．3％，第二产业56．3％，第三产业37．4％。山西第一产业比重低于全国6.1个百分点，第二产业比重高于全国9.0个百分点，第三产业比重低于全国2.9个百分点。可见，山西省经济支柱产业仍为传统工业产业，产业结构具有典型的资源型、初级化特征，表现为以能源原材料工业为主，并高度依赖煤炭。煤炭、冶金、电力、炼焦和建材五大行业的增加值和利税占全省工业企业的70％以上。但随着经济的迅速发展，这种产业结构的弊端日益显现出来：
第一，产业结构不合理。山西现有的一万多个工业企业主要依靠煤矿生产，以至于在产业结构以至资源配置上，形成少见的单一格局。重工业的比重太大，而且效益又低。随着国内煤炭市场的滑坡，煤价下降，2003年一年仅煤价下降因素就使山西损失3O多亿。一旦煤矿经营出现危机或者因资源枯竭被迫关闭，就会导致山西经济的彻底瘫痪。处理不好，就会影响社会稳定，进而影响改革和发展的大局。
第二，高新技术产业比重小。高新技术产业在山西经济结构中所占的比重很小，最主要原因可归结为三个方面：其一，引进高新技术的环境还不够宽松，对投资商主动到山西来投资还缺乏足够的吸引力；其二，思想观念转变得还不够快，思路还没有拓宽；其三，对电视、电台、报刊、互联网等新闻媒体的信息选择和利用还不够重视。
第三，人才缺乏。在人才技术方面，缺乏“人才培养一技术创新一技术改造一人才培养”的完整科研体系。人才是知识的载体，技术是发展的动力，要加速实现工业结构顺利转型必须依靠人才体系。根据经济需要培养创新人才，将人才价值有效地转化为经济价值，将最终产生的经济价值用于人才培养，形成一条可持续发展的良性的“人才一产业一人才”相互扶持道路。
第四，数据信息化产业落后。信息化是我国加快实现工业化、城市化和现代化的必然选择。在数据信息方面，山西缺乏专业数据库资源共享化，这将导致重复数据信息测量，造成不必要的资源浪费，政府在“企业一科研一院校”问扮演“联络员”而不是“指导员”的角色，更新行政人员成为加速发展的当务之急。
第五，环境污染严重。环保意识薄弱和环保法制观念缺乏是当前企业的严重问题。与严重污染相对应的是山西产业结构不合理和工业企业技术装备落后，生产方式粗放。山西作为能源重化工基地，以煤炭开采和加工利用为主的产业占到工业总产值的70％以上；企业生产的产品大多是原料型、粗放型，消耗资源多，科技含量低，经济效益差，污染严重。山西省万元工业产值能耗和烟尘排放均居全国第一，癌症和职业病发病率也高于我国其他地区。
四、对策及建议
随着经济全球化和高新技术产业的飞速发展，山西产业结构中存在的问题在一定程度上影响居民消费结构的变化，将严重削弱山西经济发展的后劲和潜力。因此，大力调整产业结构，是山西经济社会实现可持续发展的迫切要求。
第一，加快山西产业结构的优化升级。就是要继续加强第一产业，调整和提高第二产业，加快发展第三产业。第一产业主要是调整优化农业与农村经济结构，推进农业向质量效益型转变，使农业现代化建设登上新台阶，商品化、专业化、产业化的程度明显提高，综合生产能力和抗御自然灾害的能力显著增强。第二产业的结构升级是要解决以采掘为主的初加工、低附加值、低技术含量带来的低效益、高污染的问题。加快传统工业和老工业基地的技术改造和设备更新，加速淘汰落后设备和工艺，加快信息化、网络化、数字化步伐。积极发展生物工程及新材料、新能源等高新技术，努力培育新的经济增长点。第三产业结构升级的重点是加快发展新兴第三产业，促进信息、文化、教育、旅游、社区服务和法律、审计、会计、咨询等中介服务组织的发展。
第二，树立市场经济观念。消费需求是引导产业结构调整的方向盘。山西要抓住人们消费需求发生变化、要求提高生活质量的机遇，按照市场需求，积极调整产业和产品结构，促进产业、产品的优化组合，扶植战略产业，增加短缺产品的产量，减少过剩产品的产量，确保产业结构同市场需求相适应，形成最优的产业结构，为经济总量持续增长、市场供求关系的改善创造条件。
第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程发展速度的基本因素，科技投入的数量和质量是直接决定区域经济能否快速健康发展。山西省科技创新后备力量不足，而且从事“科技一经济”转化的专业技术人员偏少，这直接阻碍了本地区科技产业的发展，造成科研与产品的脱节，降低了实用性科研能力。
篇9
消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费
图1 河南省消费不足的逻辑推理
率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%—15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。
一、基于非基本生活消费模型分析
1、非基本生活消费的概念及界定
生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。
2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建
假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：
参数是边际消费倾向，满足：0
对模型的进行变形：
令V=；a=；b=
对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：
3、非基本生活消费的计量分析
模型采用1993—2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。
通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：
2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2
2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286
2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506
2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.
2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39
2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75
2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13
2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59
2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385
1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7
1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07
1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539
1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783
1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.
1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89
1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729
1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42
汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：
表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元
类别
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
数据来源：1994-2009年河南省统计年鉴
二、基本生活消费与非基本生活消费图示分析
1、量的图示分析
河南省城镇居民人均消费支出在1992年仅为1342.58元，在2008年达到8837.46元，基本生活消费自1992年的人均800.0448元变化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消费也从1992年人均542.5352
图2城镇居民消费支出、基本生活消费与非基本生活消费比较
元增加至2008年的人均5466.733元。如图2所示，我们不难发现，基本生活消费的变化趋势比较缓慢，而非基本生活消费的上升趋势较明显。其中，2001年非基本生活消费在首次超过基本生活消费，虽然在2002年有所下降项目管理论文，但是在2003年非基本生活消费又超过基本生活消费，并逐渐扩大差距，截至2008年非基本生活消费已超出基本生活消费2096.006元。
2、增量投向与拉动分析
河南省城镇居民人均消费支出增量（CE）明显呈倒“U”型，从1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，随后逐步上升，其中，近两年的人居民消费支出增量明显，2007年为人均1141.54元，2008年为人均1010.74元。基本生活消费增量（BLC）的波动不明显，在九十年代前期逐步降低，随后又逐步上升到1993年的水平项目管理论文，维持在人均200元左右，增量投向比和贡献率总体呈下降趋势，说明基本生活费已趋于稳定。与基本生活消费增量不同，非基本生活消费（NBLC）波动比较明显，总体呈逐步增加趋势，说明非基本生活消费受外界影响较大，也是拉动增量增长的主力论文服务。增量投向比与贡献率也能很好的说明这一点，非基本生活消费增量投向比从1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期间虽然起伏较大，但是趋势比较明显，贡献率也从1993年的4.7的百分点扩大至2008年9.8个百分点。分析的结果（表2）表明非基本生活消费的拉动潜力比基本生活消费大。
表2 河南省城镇居民消费增量投向与贡献率比单位：元、%
年份项目
CE
BLC
NBLC
增量投向比
贡献率
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代表基本生活消费、非基本生活消费对城镇居民生活消费的贡献率。CR1=g*BLC/CE项目管理论文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1
三、预期收入与非基本生活消费的模型分析
1、预期收入与非基本生活消费的模型构建
建立预期收入与非基本生活消费模型需要对预期收入的形成机制做出某种假定，本文主要采用自适应预期模型，假定消费主体对收入的预期是通过一种简单的学习过程而形成的，其机理是，消费主体会根据自己过去在作预期收入时所犯的错误的程度，来修正他们以后每一时期的预期收入，用数学式表示就是：
Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*为预期收入，λ为适应系数，0≤ λ≤1项目管理论文，模型的推导过程为：
NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）
将变形后的收入自适应过程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)
将(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）
模型可以变形为：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）
对（4）式一阶自回归模型进行回归，可以得到a、 b0、 b1的估计值，代入（4）式可求出模型估计值。
2、预期收入与非基本生活消费的实证分析
1）通过eviews软件分析得出以下回归结果[④]：
表3 自适应预期模型回归结果
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）模型检验
德宾h检验：
通过excel软件计算，Var（b1*）= 0.221790948，回归结果中D-W=1.973887
= 0.059412
因此接受原假设??=0，说明该回归模型不存在一阶自相关。
统计推断检验：
由表3数据可得可决系数R2=0.978529修正的可决系数为0.975226，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好论文服务。由回归的结果可以看出t(b0*)=6.749687项目管理论文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000
3）预期收入与非基本生活消费的方程
NBLC=-263.7151+0.39487Y*
从式中我们知道，预期收入对非基本消费有显著影响，当预期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消费。
四、政策建议
河南省城镇居民消费水平已达到富裕层次，通过基本消费与非基本消费支出的趋势描述以及各自的增量投向与拉动分析，可知基本生活消费支出已经趋于稳定，非基本生活消费是扩大消费居民消费的关键，从回归的结果看，预期收入对非基本生活消费有显著影响，所以增加和稳定城镇居民预期收入是提高城镇居民消费的着力点。
参考文献
[1]黄心田，易法海.湖北省城镇居民食物消费结构趋势分析[J] 统计与决策，1999（02）
篇10
在经济新常态背景下，我国面临着经济转型发展需求，新型城镇化发展所带动的刺激消费在经济发展中的作用愈加重要。作为服务业的主要部分，商贸流通服务体系构建，能够涵盖餐饮业、仓储业以及交通运输等与商品流通相关的活动，营造更好的消费环境，充分释放消费需求。近年来，在新型城镇化发展路径下，我国商贸流通业取得了长足的发展，农村与城镇的融合性发展，导致城乡差距逐渐减小，促进了城乡消费的提升。2015年我国社会消费品零售总额高达30万亿元，同比增长十分之一。基于新型城镇化背景研究商贸流通服务体系构建，有助于促进我国流通市场的现代化转型与发展，通过协调城乡商贸流通产业的发展，进而推动我国商贸流通产业的优化与结构升级，最终实现我国扩大内需的经济发展战略，促进我国市场经济可持续健康发展。
新型城镇化背景下我国商贸流通服务发展进程及现状
（一）我国新型城镇化发展进程
随着2014年《国家新型城镇化规划（2014-2020）》正式出台，我国首批新型城镇化试点城市名单公布，我国正式步入新型城镇化发展阶段。如图1所示，在国家发展政策以及国民经济快速发展的双重推动下，我国城镇化比例从36.22%上升到56.10%，年均增长率为1.24%。但从我国城镇化的内部发展状况来看，则存在较大的不均衡性。在我国东部地区以及一些省会城市，其城镇化的发展水平整体较高。一些中西部小城镇的城镇化发展水平则较为滞后。城镇化发展的差异性一方面与城镇发展的必然规律有关，另一方面也与中小城市的基础流通业不发达有关。
根据《2015-2020年中国新型城镇化建设路径与投资战略规划分析报告》数据显示，截至2014年底，我国大陆人口总量已经超过13亿人，与2013年相比，增加了710多万人，其中常住城镇人口将近75000万人，约为总人口的55%。1978-2014年间我国城镇常住居民数量从最初的1.7亿上升到7.5亿，城镇化比率从18%上升到55%。2015年11月国家发改委再次公布第二批新型城镇化试点，具体包括59个城市地区，并主要致力于中小城市的培育与绿色智能城镇发展，以及农民融入城市和产城融合等方面。加快新型城镇化的发展建设，一方面符合我国产业升级转型的需求，另一方面也有助于稳定我国经济可持续发展。
（二）我国商贸流通服务发展现状
如表1、圖2所示，我国GDP总量和商贸流通服务产业总额均不断攀升，2015年GDP总量是2004年的4.23倍，商贸流通服务产业总额增长接近八倍。从行业发展角度而言，规模以上流通企业数量也在不断提升，增加了66家之多。从增长比例来看，全社会商贸流通服务产业总额的增长比，明显优于GDP总量。我国商贸流通业的迅速发展，主要受益于宏观经济的发展以及全社会对流通业的需求量和需求层次。
如表2所示，在城乡商贸流通额方面，农村商贸流通业总额与城市商贸流通业总额存在着明显的差距，虽然近年来农村商贸流通业总额不断攀升，但是与城市商贸流通业总额的差距巨大。根据调查了解与文献资料的整理发展，我国农村商贸流通服务体系的发展，也明显落后于城市地区，需要通过不断构建双向协调发展的城乡商贸流通服务体系，才更有助于推动我国市场经济的稳定发展。
新型城镇化发展对商贸流通服务发展的作用机理
在经济新常态背景下，新型城镇化建设发展将有助于改变居民消费习惯与消费结构，进而为商贸流通业的组织结构带来本质改变，带动商贸流通服务体系的现代化发展与构建。当前居民消费需求呈现个性化与多样化发展需求，我国农村居民的消费力将在新型城镇化发展路径中得到释放，进而促使农村商贸流通市场得到转型升级发展机遇。
（一）新型城镇化发展对商贸流通业的直接性作用
在新型城镇化发展路径中，透过城镇居民收入水平的不断提高，居民消费需求也将不断提升，对产品的品质需求提出了更高的要求。在家用电器与耐用品等产品消费环节，城镇居民更加注重产品的售后服务品质，这将有助于推动商贸流通服务体系的构建。与此同时，城乡双向商贸流通的互动发展，将有助于整合商贸流通系统的供应链资源，为新型城镇化背景下的商贸流通产业链条及相关产业带来发展动力，有助于推动商贸流通体系的现代化发展。随着人口数量与消费规模的不断增加，新型城镇化背景下商贸流通的经营模式将获得创新发展，通过流通业态模式的市场化发展，才更有利于加快城镇经济的发展。居民消费方式与消费结构的转变，将带动商贸流通服务体系的信息化、多样化发展，迎合市场经济的发展需求。
篇11
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
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
衣着
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
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
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
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
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是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
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%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
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%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
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篇12
文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2014）01-049-03
居民消费需求在拉动一国或地区经济发展中的作用非常显著。居民消费需求对经济增长的拉动作用既有直接的，也有间接的影响，这为人们所共知。如果不考虑对外经济联系的影响因素的话，那么，消费的实际增长，就直接表现为一国或地区GDP的增长。因为，居民的消费需求对一国或地区经济增长的影响主要表现为消费的增长就是经济增长的重要组成部分，因而成为经济增长的最基本要素。因此，消费的形成过程也就是GDP的形成过程。消费对经济增长的间接影响，指的是消费的变动直接影响其他经济变量，还会通过消费的变动间接地影响国民经济活动的总量。
既然居民消费需求的变化对微观经济主体和宏观经济运行会产生直接和间接的影响，因而，居民消费需求对经济增长影响的定性分析要从“宏观”和“微观”两个角度来分析。本文着眼于居民的消费需求，重点探讨居民消费需求和经济增长二者之间的联系。
一、宏观视角下消费需求对经济增长的影响分析
市场经济是需求导向型经济。市场经济体制下，居民的消费需求是通过购买消费品而表现出来的特定需求能力，这实质上是市场对消费品的现实需要。这种需求的层次愈高，对经济增长的贡献率就愈大，决定着一国或地区的经济增长方式的发展和转变。正是在消费需求的影响下，经济增长方式才得以不断地向前发展。
1.消费需求的水平、规模和速度决定一国或地区的经济增长的水平、规模和速度。作为凯恩斯宏观经济理论重点的消费需求理论，建立在有效需求决定国民收入的基础上，国民收入是反映的是一国或地区国民经济发展水平的综合指标，人均国民收入直接反映一国或地区人民生活水平的综合指标。国民收入反映不同的社会经济关系，更能反映居民的消费水平。从各国经济发展状况来看，经济增长离不开消费需求，消费需求对经济增长的重要推动作用无可替代。由居民收入决定的消费需求和国家或地区经济增长两者之间存在必然联系。根据收入决定理论——凯恩斯模型，需求的增加并不能导致供给的增加，但社会总产出水平和经济增长的幅度取决于社会总需求的强度。因此可以得出，消费需求的水平、规模和速度决定着一国或地区经济增长的水平、规模和速度。
2.居民消费需求结构决定一国或地区的经济增长结构。恩格尔定理告诉我们，随着居民收入水平的不断提高，其消费的支出结构由原来的购买吃、穿等必须的生活必需品为主转向购买高档的、耐用消费品。而个人消费的结构变化直接影响生产消费资料的产业结构——不仅影响生产消费资料产业的构成，而且还影响一国或地区的产业结构。在卖方市场中，生产商主导，是产业结构决定消费结构。而在买方市场中，是消费者主导，产业结构决定不了消费结构。通过消费，产品的价值才能得以实现，生产过程才能得以实现。商品的使用价值实现不了，即不为社会所需，那么生产就没有必要，经济增长也只能是纸上谈兵。所以，从消费为生产提供动力的角度看，消费决定生产，消费结构决定产业结构。可以说消费产生着需要，而消费结构产生需求结构。消费者选择消费品，形成个人消费结构，消费结构通过不同的需求结构制约产业结构，且决定着产业结构的发展变化。不仅不断地促进消费市场发展，还可促进经济的有效增长。因此说，消费需求结构决定经济增长结构，合理的消费需求结构不仅为一国或地区经济增长创造条件，也为经济增长奠定基础。
3.消费需求影响投资和生产规模。西方经济学中加速原理（加速作用）表明，收入或消费的变动会引起投资的剧烈变动。一方面，为了满足消费需求的增长，社会会调动各种因素予以满足，出于利益的驱动，各企业也会动用各种资源增加生产，扩大规模，这必然要增加投资，而投资的增加又要求扩大生产资料的生产，这必然又要增加投资，说明消费需求的增加会导致投资需求的增加。另一方面，消费需求产生新的生产需要，成为生产商的动力，而生产又为消费提供消费的对象。因此，生产创造消费，决定着消费的性质、方式，即生产创造出按特定方式进行消费的消费者。消费需求产生了一系列的连带生产的需求和投资的需求，从而对经济增长产生影响。可见，消费需求的增加导致生产规模扩大，消费需求带动了经济增长。
二、微观视角下居民消费需求对经济增长的影响分析
在微观层面上，消费需求对经济增长的影响主要体现在“资源调配”的作用上，进而对经济的增长起着影响作用。因为，消费需求的变化必然会引起消费者和生产者的各自行为的变化，不仅会改变消费者的购买意愿、方式，还会改变生产者的投资决策、企业生产策略。
1.消费需求的变化改变生产者的投资的规模和方向。在经济运行过程中，产品的最终实现有赖于消费的最终完成。可以说，居民的消费需求是促使企业进行经济增长方式选择、投资方向决策、生产方式变革的决定性力量。与此同时，消费需求也对社会生产提出要求，为生产提供直接目的和动力。企业存在的最重要的要素就是要创造利润，而企业追逐利润的结果，最终都会使其处于消费需求的约束下进行生产的扩张。而消费需求对企业的约束，必将使企业都要改变固有、传统的管理模式，逐步在投资的规模、方向等方面走上强化科学管理、注重产品质量与科技含量的“集约型”增长轨道，进而助推经济的总体增长。
2.消费需求的变化改变消费选择，影响经济增长。影响消费需求的因素多种多样，但最重要的是“消费能力”和“消费意愿”。消费能力指受收入和购买的商品相对价格的影响的消费者的货币支付能力，其在消费者的消费决策中具有举足轻重的地位。消费意愿指在物价、利率及收入水平等情况下，居民倾向于消费的程度，是一定时期社会经济发展情况的真实反映。它与消费支出、收入预期呈正相关，即在同等收入条件下，消费意愿越强，消费支出越多。消费者意愿的变化是动机、预期、倾向等心理因素共同作用的结果。消费意愿和消费能力的变化直接影响消费者的消费行为。譬如，当消费者受到某种刺激时，其内在的需求就被激活而衍化成一种消费动力，从而推动消费者去寻找自己所需要的东西，进而作出购买决策，产生购买行为。消费者的购买行为是企业生命，涉及到企业生产的产品能否被社会认可的大问题。消费意愿在消费者的消费决策中的作用不可小视。
三、扩大居民消费需求的对策建议
消费需求、投资需求及出口需求，是拉动经济增长的三大动力。这其中，消费需求是经济增长的根本性和最重要的动力。因为，消费需求既是内生需求，又是最终性需求，而投资需求是引导性需求，出口需求是外生需求。消费需求不仅有很高的可调控性，而且其所占比重越大，抗击风险的能力就越强。我国人口众多，居民消费有很大的市场。因此，扩大居民消费需求，对应对外部风险，促进经济增长，现实意义重大。
增加居民消费，最本质的就是要更多地增加居民的可支配收入，切实提高居民收入水平，进而提高居民的现实购买力。
1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉动居民消费的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是扩大消费需求的前提，更是促进消费的根本措施。需要重点提及的是，首先要重点增加和提高农民的现实收入，努力促进农民收入的稳定增长；其次要努力增加城镇中低收入者的收入，进一步扩大就业。只有实现城镇居民的大幅度就业，居民收入才有稳定来源，才能使消费主体增加有支付能力的需求。而要实现居民收入的不断增长，国家和地区经济的持续快速增长是重中之重。在经济增长过程中，这需要国家推行差异性经济政策，改变当前收入分配不均衡格局。收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素，城乡居民消费的多少直接取决于收入水平，因此，当前扩大居民的消费首先就要切实增加城乡居民的实际收入。
2.切实转变居民对消费理念的认识。受传统观念的影响，我国人们更多地存在着“先积累、后消费”的传统消费观念。多年以来，城乡的居民消费倾向偏低，而储蓄倾向则很高，计划经济体制下的消费理念和消费行为以及消费政策的反映仍然根深蒂固。为此，政府应彻底摆脱计划经济体制观念的影响，真正确立与市场经济相适应的消费理念。转变消费政策，积极鼓励和大力提倡居民消费。在调节市场和经济运行上，应着力实行消费启动。提高存款税率，弱化居民储蓄偏好。应充分认识到，居民消费需求不足，会严重制约地方经济社会的发展。要采取有效措施，加强对居民消费的宣传教育，转变居民消费观念；要适应信息技术发展的新形势，大力倡导信用消费，加快信息服务业发展，扩大信息产品及网络服务的供给，促进信息服务的市场化。要从税收体系、信用体系、社会保障体系建设等方面入手，提供更加完备的消费环境，间接刺激居民的消费。
3.培育居民新的消费热点，扩大居民消费。消费热点会带动居民的消费需求，这已为实践所证明，因此培养居民新的消费热点就显得尤为重要。2008年的金融危机后，我国把“扩大内需”作为“保经济增长”的根本途径。政府要进一步完善居民消费政策，对目前已经形成的消费热点，要积极促进和正确引导。
当前，居民消费热点主要表现在以下几方面：
一是文化消费。文化消费是一种典型的非物质追求活动，是指用文化产品或服务满足居民精神需求的消费，包括教育、文化娱乐、体育健身、旅游观光等。文化消费取决于生产力的发展、居民收入水平的提高。随着当今科学技术水平的提高，文化消费已提高居民消费层次和质量、促进人的全面发展的关键要素。为此，要正确引导树立科学的文化消费观念，即要引导居民树立先进的文化观；引导居民树立有意义的文化价值观；引导居民树立科学合理的文化消费观。要强化对文化消费的调控，增加享受文化消费，扩大发展文化消费。政府财政应资助传统文化、先进文化消费、对外文化宣传，向基层、低收人和特殊群体提供免费文化服务。要加强文化消费的法律法规建设，使消费者文化消费权益得到有效保护。要强化文化消费的管理，要从体制、制度、职能、程序、方法、手段上进行合理管理，实行行政监督、司法监督、社会监督、舆论监督相结合，实行行政手段、法律手段、经济手段的有机结合，为引导文化消费和文化产业健康发展提供依据。
这里，尤其要提及的是旅游消费，随着《旅游法》的出台，对旅游业冲击会更大，持续时间会更长。但对促进旅游业的规范、健康发展，创造了有利条件，意义重大。今后应引导居民把消费视点转移到自身素质提高上来，开辟出旅游业发展的新空间。
二是住房消费。住房是居民最基本、最主要、负担最大的生活资料，而且普通居民的需求呈刚性。当前国家对房地产业的调控，主要以打压投资、投机为主，笔者认为这是治标而不是治本之策。因为，单纯打压，其后果必然是减少住房的供应。而在现行利益格局下，影响政府财政更是必然，因而难以持续。老百姓手里有一定的游动资金，是个客观存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供应，但只增加保障房的供应和商品房的供应，仍然解决不了中低等收入群体的问题，所以还必须要考虑更大规模地改革住房制度，把满足居民合理居住条件愿望和发挥房地产支柱产业作用结合起来，尽可能地减轻居民合理购买自住普通商品房负担，发挥房地产在扩大内需中的积极作用，进而从根本上解决城市居民的住房问题。住房产业还可带动建材、冶金、机械、化工、林业以及室内装饰业和家用电器业等相关产业的发展。
三是服务消费。在我国，服务消费具备强大的结构性增长空间，随着我国经济发展和居民收入的逐步提高，服务的消费，特别是大中城市的服务消费将会成为下一轮扩大消费的重点。诸如社区商业、物业、家政服务、老年服务产业等。大力发展服务产业，不仅能够直接拉动内需，增加就业，而且还能为地区经济结构的调整创造有利条件。
四是汽车消费。目前，我国已进入汽车私人消费的快速增长期。汽车产业关联度大，不仅直接拉动消费，还可以拉动钢铁、石化、轻工等机械制造业。因此，国家把汽车产业列入十大产业振兴规划之一。政府应在扩大汽车需求、改善汽车消费环境，完善汽车消费政策，减免使用环节征收的各项费用等方面予以重点关注，从而加快我国汽车进入家庭的步伐。
五是信息消费。国务院《关于促进信息消费扩大内需的若干意见》（国发〔2013〕32号）指出：“我国市场规模庞大，正处于居民消费升级和信息化、工业化、城镇化、农业现代化加快融合发展的阶段，信息消费具有良好发展基础和巨大发展潜力。”信息消费是一种直接或间接以信息产品和信息服务为消费对象的消费活动。当前，信息消费伴随着人们生活的改善和收入的提高，成为追求生活高质量的一种必然选择，潜力巨大。
信息消费不仅具有效益功能，更具有强大的福利功能，因此成为居民消费的重中之重。信息消费具有满足人们的生活需要，提高生活质量，增进人们的快乐、健康和幸福的作用。发展居民的信息消费，有利于提高消费力，扩大消费规模，优化消费结构，提高消费质量，促进经济增长和社会文明进步。当前我国居民信息消费发展还很不平衡，政府必须在加快信息产业的发展、提高居民的信息消费能力、引导信息消费等方面作更多更艰苦的努力。要积极发展电子商务，大力发展信息网络产业，促进与金融、物流、现代制造业等有机融合。
[本文为沈阳市社科联2013年度民生课题“居民消费需求对沈阳经济增长贡献实证分析及扩大内需的对策研究”（立项编号：sysk2013-07-20）研究成果。]
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篇13
改革开放以来，我国经济取得了巨大的跨越式发展，居民消费水平得到了极大的提高。统计数据显示，我国居民消费额由1990年的833亿元增加到2012年的14098.21亿元;城市恩格尔系数由0.54降低到2012年的0.36，农村恩格尔系数由1990年的0.55降低到2012年的0.39。这说明我国经济发展取得了巨大的进步，居民消费水平得到了显著提高。
关于居民消费，国内外学者做了很多研究。按区域划分，有全国性的，也有区域性的;按内容划分，主要研究消费的影响因素，消费结构的变化及演变趋势等等。本文建立居民消费额与国民生产总值、固定资产投资与财政收入之间的多元线性回归模型，通过多元回归分析探讨国民生产总值、固定资产投资与财政收入与居民消费的关系。
二、数据来源与处理
本文选取我国1990～2012年居民消费额、国民生产总值、固定资产投资与财政收入的数据，数据来源于《中国统计年鉴》。搜集数据之后，先对数据进行归纳整理，接着对数据进行取自然对数处理。本文中，居民消费额、国民生产总值、固定资产投资和财政收入分别用C、G、K和I来表示。最终数据处理结果如表1所示：
三、模型构建与求解
（一）构建多元线性回归模型
本文构建多元线性回归分析模型，以居民消费额（C）为因变量，国民生产总值（G）、固定资产投资（K）和财政收入（I）为自变量，构建的模型如下：
ln（C）=α・ln（G）+β・ln（K）+γ・ln（I）+ln（μ）
对模型进行变形可得：
C=Gα・Kβ・Iγ・μ
其中，α，β，γ分别表示国民生产总值、固定资产投资和财政收入对居民消费额的弹性系数。
（二）模型参数估计
将处理好的数据输入到eviews软件中，运用多元线性回归方法对数据进行多元线性回归分析。Eviews分析结果如图1所示：
通过图1各变量的散点图可以看出ln（C）与ln（G）、ln（K）与ln（I）之间具有很明显的线性相关关系，这说明原模型的选取是可靠的。
1. 模型参数估计
运用eviews软件对多元线性回归模型进行回归分析，可以很直观地得出结果。本文运用eviews软件进行参数估计，结果显示见表2：
由表2得出，本文的模型参数方程为：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同时，拟合优度为0.999，调整后的拟合优度为0.998，这表明方程拟合效果非常好。
2. 模型估计评价
由上述结果可得，模型估计的方程为ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）
-2.89，在这个模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，这表明国民生产总值与居民消费是正相关，固定资产投资和财政收入与居民消费是负相关关系，这个符合预期。同时α，β，γ表示的是弹性系数，不考虑数据的正负，可以看出国民生产总值对居民消费的影响最大，其次是固定资产投资对居民消费的影响，最低的是财政收入的影响。
3. 对变量进行t检验
由于本文要对三个变量进行检验，故应该设立三个假设：
①H0：α=0 H1：α≠0
②H0：β=0 H1：β≠0
③H0：γ=0 H1：γ≠0
由eviews结果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t统计量分别为15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的显著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三个变量的t统计量均大于2.069，即表明在很小的显著性水平下拒绝原假设，这意味着三个变量都是显著的。
4. 对变量进行联合检验
依据上述结论，三个变量都是统计显著，但是这并不意味着多个变量联合显著。本文接着检验三个变量的联合显著性。假设：
H0：α=β=γ=0
H1：α≠β≠γ=0
三个变量的检验结果要服从F分布，临界值为F（2，19）=3.52。
本文运用eviews软件进行F统计量的分析，分析结果如表3所示：
由表3的分析结果可知，三个变量的F统计量为86.29，这远远大于F（2，19）=3.52，表明拒绝原假设，也即三个变量是联合显著的。
四、结论
本文运用多元线性回归模型，将居民消费额作为因变量，国民生产总值、固定资产投资和财政收入作为自变量，并对各个变量进行t检验，同时将三个变量联合起来进行联合检验。通过计量分析，可以得到以下结论国民生产总值对居民消费是正向影响，固定资产投资和财政收入对居民消费是负向影响。结果显示，国民生产总值越多，居民消费额越高;反之，固定资产投资和财政收入越多，居民消费额越少，这符合人们的预期。当固定资产投资增多时，人们用于消费的收入减少，消费减少;当财政收入增加时，意味着从居民手中“拿”的越多，居民用于消费的越少。
国民生产总值对居民消费的影响最大，财政收入对居民消费的影响最小。分析结果表明，国民生产总值对居民消费影响弹性系数最大，这表明一单位国民生产总值的变化会影响比较大的居民消费;财政收入由于对居民消费的弹性系数较小，一单位的财政收入变动对居民消费的变动不是很大。
各个变量不仅单独显著，还联合显著。通过对各个变量进行t检验，检验结果表明各个变量都是显著影响的;不仅如此，本文通过构建联合检验，检验结果表明三个变量联合显著，表明这三个变量都是影响居民消费的要素。
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