序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇居民消費結構論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

1．國外學者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關系，他通過對三部門國民收入決定模型的經(jīng)驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產(chǎn)生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據(jù)美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出替代私人消費的系數(shù)約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優(yōu)化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出對私人消費替代程度的區(qū)間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內(nèi)替代彈性，發(fā)現(xiàn)美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內(nèi)替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數(shù)據(jù)計量分析發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費呈現(xiàn)顯著的替代關系，替代系數(shù)為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據(jù)持久收入假說和1960—2003年的西班牙統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數(shù)直接引入了消費者的目標效用函數(shù)，應用30個國家1950—1987年的數(shù)據(jù)對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規(guī)模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協(xié)整方法和1981—2000年的數(shù)據(jù)估計了23個OECD國家和地區(qū)私人消費與政府支出的期內(nèi)替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協(xié)整方法運用于分析澳大利亞6個州的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現(xiàn)互補關系。［11］一個有趣的現(xiàn)象是，使用標準的隨機動態(tài)一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術的經(jīng)驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優(yōu)化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整和非協(xié)整兩種情況，結果發(fā)現(xiàn)，在協(xié)整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協(xié)整的假設下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據(jù)持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數(shù)的跨期替代彈性的效用函數(shù)，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數(shù)來說）大于、小于、等于期內(nèi)替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數(shù)來說）時，私人消費與政府支出呈現(xiàn)Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數(shù)據(jù)估計出這兩個替代彈性系數(shù)都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協(xié)整方法用來分析東亞9個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關系，而其他7個國家或地區(qū)的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。

2．國內(nèi)學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規(guī)模實施積極的財政政策、擴大內(nèi)需以后。國內(nèi)學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數(shù)據(jù)所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內(nèi)，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經(jīng)濟周期（RBC）模型，利用隨機動態(tài)一般均衡（DSGE）方法對中國經(jīng)濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現(xiàn)為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對我國1978—2004年的數(shù)據(jù)進行了動態(tài)分析，結果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對居民消費產(chǎn)生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應；政府轉移性支出在大多數(shù)年份對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區(qū)的相關數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發(fā)現(xiàn)中國地方政府支出與居民消費呈現(xiàn)較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規(guī)模的影響。比如，隨著政府支出規(guī)模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉(xiāng)居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數(shù)據(jù)，通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉(xiāng)）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數(shù)幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。

二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析

筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統(tǒng)，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉(xiāng)居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉(xiāng)居民消費產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國國家統(tǒng)計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化?？梢钥闯觯瑥?978年到2006年，經(jīng)濟建設費支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經(jīng)濟體制和經(jīng)濟結構的變化：隨著我國經(jīng)濟體制由高度集中的計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現(xiàn)出此消彼長的變化趨勢，經(jīng)濟建設的任務越來越多地由企業(yè)和個人承擔，國家對經(jīng)濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經(jīng)濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰(zhàn)略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規(guī)模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響應當是不同的。經(jīng)濟建設費支出。這類支出是國家用于生產(chǎn)性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環(huán)境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經(jīng)濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業(yè)和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規(guī)模，因此它在短期內(nèi)可能會排擠居民消費。

在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經(jīng)濟中政府與市場的關系來看，政府通過經(jīng)濟建設費支出來配置資源的規(guī)模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業(yè)費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業(yè)費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經(jīng)費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業(yè)和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩(wěn)固的國防會大大降低國民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費支出和公用性經(jīng)費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經(jīng)費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業(yè)和居民提供公共服務的，這是經(jīng)濟和社會發(fā)展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數(shù)量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發(fā)行銷售機構業(yè)務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。

三、基于可加模型的經(jīng)驗研究

筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數(shù)關系未知；函數(shù)關系根據(jù)數(shù)據(jù)本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩(wěn)健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經(jīng)濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉(xiāng)居民消費需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態(tài)過程，應該是一個動態(tài)過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經(jīng)濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經(jīng)濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數(shù)都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。

由于國家統(tǒng)計局在2007年對政府財政支出統(tǒng)計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數(shù)據(jù)不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自1979—2007年《中國統(tǒng)計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉(xiāng)居民消費的影響①。為了消除數(shù)量級的影響，將數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經(jīng)濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農(nóng)村居民消費，y2為城鎮(zhèn)居民消費。（2）政府支出結構對農(nóng)村居民消費需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結構與農(nóng)村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經(jīng)濟建設費支出對農(nóng)村居民消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當經(jīng)濟建設費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了“擠入效應”，促進了農(nóng)村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農(nóng)村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農(nóng)村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經(jīng)濟建設費支出對城鎮(zhèn)居民的消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當經(jīng)濟建設費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了“擠入效應”，促進了城鎮(zhèn)居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內(nèi)對城鎮(zhèn)居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮(zhèn)居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮(zhèn)居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農(nóng)村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮(zhèn)居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現(xiàn)在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。

篇（2）

1.食品消費食品消費直接影響城鎮(zhèn)居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現(xiàn)其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統(tǒng)計局統(tǒng)計十年內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮(zhèn)居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。

2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數(shù)據(jù)分析中可以得出：2003-2012年，城鎮(zhèn)居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現(xiàn)直線上升的趨勢。

3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮(zhèn)居民目前對高檔耐用消費品的需求已經(jīng)飽和,現(xiàn)處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新?lián)Q代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩(wěn)定,不會明顯下降。

4.醫(yī)療保健消費從數(shù)據(jù)中可知，醫(yī)療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。

二、影響我國城鎮(zhèn)居民消費結構的變化因素

1.城鎮(zhèn)居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現(xiàn)。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平?jīng)Q定著不同的消費結構。

2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。

3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續(xù)出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫(yī)療制度改革、退休制度改革和養(yǎng)老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。

4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發(fā)生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。

篇（3）

一、引 言

當前我國經(jīng)濟放緩，顯露經(jīng)濟停滯和通脹并存的跡象。統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(jīng)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(shù)為52.0%，環(huán)比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內(nèi)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(zhèn)居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢?。因此，當前擴大消費內(nèi)需的關鍵在于擴大農(nóng)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(nóng)村居民消費需求結構問題。

關于農(nóng)村居民消費結構問題，經(jīng)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(nóng)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(xiàn)狀：由于國家各項惠農(nóng)政策的實施，農(nóng)村居民家庭消費質量不斷提高，表現(xiàn)為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫(yī)療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農(nóng)村居民消費結構的特征：農(nóng)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(fā)展型轉變，并且農(nóng)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(nóng)村居民消費結構的差異：表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民之間的消費結構差距擴大和農(nóng)村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實證分析我國農(nóng)村居民消費結構對產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長的影響，旨在為當前我國經(jīng)濟轉型尋找原動力。

二、農(nóng)村居民消費結構與轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的機理

從產(chǎn)業(yè)結構的視角看，居民消費結構是指各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產(chǎn)品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產(chǎn)業(yè)結構在一定意義上又決定了經(jīng)濟的增長方式。經(jīng)濟學家?guī)炱澞?(Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結構的角度去衡量，而一個經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結構又是由其生產(chǎn)方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經(jīng)濟發(fā)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(fā)生變動時，首先通過價格機制引起生產(chǎn)消費資料的最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)調整，最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的調整會引起資源在不同產(chǎn)業(yè)間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產(chǎn)業(yè)協(xié)調發(fā)展必然促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉變。然后，經(jīng)濟發(fā)展方式引導和決定三大需求協(xié)調拉動經(jīng)濟發(fā)展，收入決定消費，經(jīng)濟的發(fā)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(chǎn)業(yè)結構的變動，產(chǎn)業(yè)結構的變動決定著經(jīng)濟發(fā)展方式的變動，反之，經(jīng)濟發(fā)展方式的變動必須依據(jù)消費結構的變動進行調整。

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

社會經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟發(fā)展、國民經(jīng)濟是否良性循環(huán)的關鍵。目前我國有7.4億農(nóng)民、1.82億農(nóng)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(fā)展空間。然而，從目前發(fā)展現(xiàn)狀看，無論是消費水平還是消費結構，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民相比，都落后10-15年。如，2009年農(nóng)村居民消費水平為4021元，略高于城鎮(zhèn)1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農(nóng)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(zhèn)居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農(nóng)村消費市場的發(fā)展是我國新一輪經(jīng)濟增長的契機，農(nóng)村居民消費結構升級是我國未來經(jīng)濟增長的最大原動力。

三、農(nóng)村居民消費結構與轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數(shù)據(jù)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(tài)聯(lián)立方程模型，它可以同時揭示內(nèi)生變量之間的即期關系和動態(tài)影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農(nóng)村居民消費結構變動與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)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(tǒng)內(nèi)相互影響的綜合動態(tài)反應?？紤]到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數(shù)據(jù)進行處理如下。

文中采用農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)(EC) ,即農(nóng)村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農(nóng)村居民消費結構的代表變量。產(chǎn)業(yè)結構是中間變量，用三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重，即第一產(chǎn)業(yè)比重（PFI），第二產(chǎn)業(yè)比重(PSI)、第三產(chǎn)業(yè)比重(PTI)作為產(chǎn)業(yè)結構的代表變量。經(jīng)濟增長指標用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國統(tǒng)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(shù)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(shù)矩陣， C是常數(shù)項，p是自回歸滯后階數(shù)，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(wěn)的時間序列，經(jīng)過一階差分后為平穩(wěn)I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長的經(jīng)驗數(shù)據(jù)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(xié)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(shù)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(jù)樣本數(shù)據(jù)計算相應的統(tǒng)計量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為2階，VAR模型具體估計式如下：

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

由協(xié)整方程可以看出，農(nóng)村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農(nóng)村居民消費結構升級0.130801%。而三大產(chǎn)業(yè)的系數(shù)均為負值，顯然，三大產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構脫節(jié)。因此，當前應高度重視農(nóng)村居民消費升級對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響，把握擴大農(nóng)村居民的有效消費需求以及明確經(jīng)濟結構調整方向，增強產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟發(fā)展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農(nóng)村居民消費結構變動與三大產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)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(nóng)村居民消費結構演變和第一、二產(chǎn)業(yè)結構之間存在單向因果關系，而第三產(chǎn)業(yè)與農(nóng)村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產(chǎn)業(yè)中，只有第一、二產(chǎn)業(yè)結構在一定程度上促進農(nóng)村居民消費結構的升級，而農(nóng)村居民消費結構升級對第一、二產(chǎn)業(yè)結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構不相適應，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)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(nóng)村居民消費結構與經(jīng)濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經(jīng)濟增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進了農(nóng)村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發(fā)展需求層次轉變。但是，農(nóng)村居民消費結構對經(jīng)濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長不存在雙因關系，而第二、三產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長都存在雙向因果關系?？梢?，第二、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻比較大，而第一產(chǎn)業(yè)相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，在VAR模型的基礎上估計農(nóng)村居民消費結構的脈沖響應函數(shù)，并根據(jù)相關指標的比較把響應函數(shù)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(chǎn)業(yè)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(nóng)村居民消費結構變動短期內(nèi)影響較大，呈現(xiàn)一定的波動性，因此，三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調發(fā)展更有利于農(nóng)村居民消費結構升級。另一方面，經(jīng)濟增長不僅在短期內(nèi)對農(nóng)村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續(xù)形成對農(nóng)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(tǒng)的預測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長之間的動態(tài)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(xiàn)先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產(chǎn)業(yè)的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產(chǎn)業(yè)的變動解釋?？梢?，農(nóng)村居民消費結構變動對經(jīng)濟增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結構的變動對經(jīng)濟增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結構變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結構的變動。因此，調整產(chǎn)業(yè)結構，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進我國農(nóng)村居民消費結構升級是未來經(jīng)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(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長具有長期的均衡關系；農(nóng)村居民消費結構變動對經(jīng)濟增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結構的變動對經(jīng)濟增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結構變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結構的變動。然而，目前我國產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經(jīng)濟增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進了農(nóng)村居民消費結構升級，而農(nóng)村居民消費結構演變并沒有引起產(chǎn)業(yè)結構的改變，對經(jīng)濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農(nóng)村居民消費慢于經(jīng)濟增長。因此，在當前和未來時期內(nèi)，可從如下幾方面促進農(nóng)村居民消費結構的升級與優(yōu)化，適時調整三大產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉型。

（一）建立農(nóng)民增收的長效機制，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預期

首先，建立農(nóng)民增收的長效機制。農(nóng)村居民消費取決于農(nóng)民收入增長的長效性，因而要拓寬農(nóng)民的增收渠道，既要從農(nóng)業(yè)內(nèi)部挖掘農(nóng)民持續(xù)增收潛力，又要通過市場，增加農(nóng)民的貨幣收入，從農(nóng)業(yè)外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農(nóng)民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預期。目前我國農(nóng)村居民面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、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(jù)調查，農(nóng)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(nóng)村傾斜，完善農(nóng)村教育、醫(yī)療等社會保障體制，增強農(nóng)村居民消費信心，從而促進農(nóng)村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農(nóng)村居民消費熱點，引導農(nóng)村居民消費結構優(yōu)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(nóng)民收入水平的提高，農(nóng)村居民消費逐漸升級。因此，要關注農(nóng)村居民消費需求的新動向，把握農(nóng)村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農(nóng)村居民合理的消費行為。另一方面，以農(nóng)村居民消費熱點為增長極，適時調整產(chǎn)業(yè)結構，引導農(nóng)村居民消費結構的升級。這樣既能使企業(yè)生產(chǎn)實現(xiàn)有效供給，又能使農(nóng)村居民消費需求結構的變化成為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)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(nóng)村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節(jié)奏，采用各種轉移支付手段來改變產(chǎn)品的相對價格，在農(nóng)村市場培養(yǎng)那些示范效應強，能夠帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展、輻射作用大的消費熱點，引導農(nóng)村居民消費結構升級。

（三）以農(nóng)村居民消費結構升級為導向，促進產(chǎn)業(yè)結構調整

首先，適時調整農(nóng)業(yè)結構，發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構和農(nóng)業(yè)的品種結構；另一方面，根據(jù)市場消費結構，發(fā)展高產(chǎn)優(yōu)質高效農(nóng)業(yè)，不斷推出農(nóng)產(chǎn)品消費熱點；同時，提高農(nóng)產(chǎn)品的科技含量，構建優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)群體，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。其次，面向農(nóng)村消費品市場調整第二產(chǎn)業(yè)結構，生產(chǎn)適合農(nóng)民消費水平的工業(yè)消費品。第三，大力發(fā)展農(nóng)村服務業(yè)，加大公共財政對農(nóng)村的基礎設施的投入力度，改善與農(nóng)民生活消費相配套的“硬”環(huán)境和“軟”環(huán)境，提高農(nóng)村居民消費的幸福指數(shù)。

（四）縮小城鄉(xiāng)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(xiāng)居民消費差距，應從合理調節(jié)城鄉(xiāng)居民收入差距入手。首先，穩(wěn)定和完善農(nóng)村稅收政策。繼續(xù)通過對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料從生產(chǎn)到銷售各個環(huán)節(jié)實行稅收減免，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的成本；完善現(xiàn)行對農(nóng)產(chǎn)品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，切實減輕農(nóng)民負擔。［4］(177-179)其次，完善農(nóng)村土地產(chǎn)權制度。數(shù)據(jù)資料分析表明：⑧農(nóng)村居民土地價值下降是城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農(nóng)民土地權益出發(fā)，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農(nóng)地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農(nóng)民能夠獲得通過市場化運作土地資產(chǎn)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(nóng)村低收入群體的的生產(chǎn)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(tǒng)計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

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

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經(jīng)濟信息網(wǎng).5月中國制造業(yè)PMI為52%經(jīng)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(nóng)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(tǒng)計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

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

⑦韓 俊，羅 丹.中國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報告［J］.中國發(fā)展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉(xiāng)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(chǎn)業(yè)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(fā)視角的農(nóng)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(nóng)村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經(jīng)濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉(xiāng)居民收入差距：理論分解•現(xiàn)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）

21世紀初中國經(jīng)濟發(fā)展進入工業(yè)化中期階段這一時期我國居民消費結構將隨著產(chǎn)業(yè)結構、收入分配結構.人口結構等一系列結構的變動特別是經(jīng)濟體制改革的深化而發(fā)生劇烈變化。

凱恩斯主義指出總需求不足是經(jīng)濟蕭條的一個重要原因但由此從理論上推論出只要將總需求提高到與總供給相等的水平就能恢復經(jīng)濟均衡則是有問題的，因為經(jīng)濟均衡不僅取決于供給與需求在總量上的相等，更取決于在結構上的一致。因此研究居民消費結構的變動對擴大國內(nèi)需求、促進經(jīng)濟持續(xù)增長有著十分重要的意義。

一、居民消費結構升級的機理

居民消費結構是指消費儲蓄結構和消費支出結構的統(tǒng)一按照國際經(jīng)驗人均GDP超過1000美元之后將觸發(fā)國內(nèi)社會消費的結構升級。2003年我國人均GDP達到109。美元國內(nèi)居民的財富積累達到了消費升級的臨界點居民消費將出現(xiàn)顯著的結構性升級換代，伴隨著消費結構性升級消費支出也將大幅增加。社會生產(chǎn)力的發(fā)展和科學技術的進步是導致居民消費結構升級的根本動因。一方面隨著經(jīng)濟的發(fā)展居民收入必定會不斷增加。消費函數(shù)理論表明收入是消費的決定因素，居民收入是消費需求的基礎。居民消費結構升級是源于居民收入的不斷提高而居民收入的提高依賴于經(jīng)濟的發(fā)展。由于居民收入變動方向和居民消費變動方向的一致性在居民收入不斷提高的前提下，必然導致消費總量的增加和消費結構升級。另一方面社會生產(chǎn)力和科學技術的不斷發(fā)展，導致社會總供給及其結構不斷升級為消費需求增長和消費結構升級提供了可能性和條件。一般地社會總供給可分為基本性消費品、享受性消費品和發(fā)展性消費品。在生產(chǎn)力發(fā)展初級階段社會總供給以基本性消費品為主，與此相應的居民消費結構中基本的、必需的消費品占較大的比重此時消費結構是低級的。隨著生產(chǎn)力的不斷發(fā)展各種享受性和發(fā)展性產(chǎn)品不斷增多產(chǎn)品的質量也不斷提高，在社會總供給結構中享受性和發(fā)展性產(chǎn)品的比重不斷提高，實現(xiàn)了結構升級與此相應的居民消費結構中享受性和發(fā)展性消費品的比重逐步上升，此時消費結構也會逐步升級(表)。據(jù)世界銀行對40多個國家的消費發(fā)展狀況調查表明由日常消費進入住、行等重大消費升級一般發(fā)生在人均GDP達到1000美元以上。當一個國家人均GDP達到1000美元時住房消費開始進入快速增長期;當人均GDP達到300。美元時將進入汽車消費快速增長期。我國目前人均GDP已超過1000美元且有三分之一的省市人均GDP超過1500美元上海、深圳、廣州、北京等大城市人均GDP已超過300。美元。這為消費水平從萬元級向十萬元級或幾十萬元級升級提供了積累和準備，可以說消費結構升級在我國已初見端倪。

二、我國消費結構的國際比較

與主要國家和地區(qū)人均GDP1000美元時消費結構比較我國居民消費支出結構具有如下特點

1我國生活型消費比國際水平偏高。2003年我國人均GDP達到109。美元在城鎮(zhèn)居民中只有中等收入戶、中等偏上收入戶和高收入戶等60%的居民家庭達到人均GDP1000美元時恩格爾系數(shù)41%以下的國際平均水平全國76%的人口恩格爾系數(shù)沒有達到應有水平。

2農(nóng)村居民居住類消費支出比重過高。2003年我國城鎮(zhèn)居民居住類消費支出比重為11%基本和主要國家不相上下農(nóng)村居民居住類消費支出比重高達16%大大高于平均水平尤其是農(nóng)村高收入組居民2003年的恩格爾系數(shù)為38%基本相當于主要國家和地區(qū)人均GDP1000美元的消費水平但其居住類消費支出比重高達19%和主要發(fā)達國家人均GDP20000美元左右時的居住類消費支出比重不相上下與其實際收入水平和消費水平嚴重不相匹配這對農(nóng)村居民的其它類別消費具有嚴重的擠出效應不利于農(nóng)村消費市場的啟動。

3.其他發(fā)展享受型消費不足。我國居民家具、家庭設備消費支出比重不足:2003年我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民家具、家庭設備及服務類消費支出比重分別為6%和4%，都大大低于主要國家和地區(qū)的平均水平說明我國家電市場仍有發(fā)展空間，尤其在農(nóng)村市場，彩電、冰箱、洗衣機等日常家用電器的普及水平還有待提高。

4教育和醫(yī)療消費偏高。我國城鎮(zhèn)居民文教娛樂支出比重達14%，其中城鄉(xiāng)居民用于教育方面的支出占到50%，而一般國家這類比重為20%。世界上大多數(shù)發(fā)達國家或地區(qū)以財政對教育的投入為主我國也應該采取措施逐步減輕居民教育負擔.為擴大其它消費創(chuàng)造條件。

三、我國消費結構變動的趨勢預測

目前，隨著我國經(jīng)濟的快速增長，城鄉(xiāng)居民收入的穩(wěn)步提高(表)使得我國居民的消費結構進入了加快升級階段新的消費熱點開始啟動。未來我國居民的消費活動將進一步活躍消費率將繼續(xù)提高，消費總量將持續(xù)增長。

我國居民消費結構升級的發(fā)展趨勢主要體現(xiàn)在以下幾方面

1居民消費結構進入升級換代的劇變期。根據(jù)發(fā)達國家的經(jīng)驗，人均GDP達到100。美元時，消費結構升級加快每一經(jīng)濟發(fā)展階段都有不同的消費熱點不斷切換。在現(xiàn)階段，我國人均GDP已達到130。美元，因此居民消費結構變動將由前一階段的平面擴張緩變期進入升級換代的劇變期導致居民消費結構升級進一步加快。

2.居民消費結構由生存型的溫飽消費向享受型、發(fā)展型的現(xiàn)代消費轉變。世界各國的發(fā)展經(jīng)驗表明，人均GDP達到100。美元一3000美元時，居民消費由溫飽消費向現(xiàn)代消費轉變?？v觀近幾年的我國居民消費結構的變化消費的內(nèi)容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格爾系數(shù)將進一步下降，非恩格爾系數(shù)如醫(yī)療、保險、娛樂教育、文化服務等發(fā)展型甚至享受型消費系數(shù)呈上升趨勢，消費結構將出現(xiàn)良性變動。

篇（5）

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)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(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)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(zhèn)居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)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(nóng)村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)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(xiāng)居民消費結構經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

二、甘肅省居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻率

1.生產(chǎn)總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經(jīng)濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經(jīng)濟影響作用有一定實際意義。

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)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。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

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

農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

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

從方程中可看出，農(nóng)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(zhèn)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(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)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(xiāng)居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大。另外，醫(yī)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(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

篇（6）

引言

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(fā)的碳排放會越來越大。在國家積極探索內(nèi)需拉動經(jīng)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(xiàn)可持續(xù)發(fā)展、可持續(xù)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(shù)、平均消費傾向、平均家庭規(guī)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(qū)別。首先，平均消費傾向呈現(xiàn)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(nèi)需政策相左。其次，平均家庭規(guī)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(guī)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(xiàn)出無序的變動態(tài)勢、各種能源比例需要進一步升級、優(yōu)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(shù)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(shù)就成為基于居民部門節(jié)能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數(shù)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(chǎn)品的數(shù)量，屬于影響居民部門碳排放的內(nèi)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(jù)居民消費結構與碳排放系數(shù)的變動特征，在考慮城鄉(xiāng)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(shù)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(tài)演變規(guī)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(guī)律。根據(jù)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(shù)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(shù)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(wěn)定，才視為良好的發(fā)展狀態(tài)。

1.2 居民消費碳排放系數(shù)

借鑒生產(chǎn)總值碳排放強度與能源碳排放系數(shù)的定義，居民消費碳排放系數(shù)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(chǎn)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(nèi)需啟動經(jīng)濟發(fā)展、倡導可持續(xù)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(shù)的動態(tài)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(shù)呈現(xiàn)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(shù)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(shù)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(xù)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(shù)持續(xù)下降。

2003～2007年居民消費結構持續(xù)升級，引發(fā)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(shù)的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數(shù)呈現(xiàn)不同方向變動，前者持續(xù)增加，能源與環(huán)境壓力的持續(xù)增強促使節(jié)能減排成為“十一五”規(guī)劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續(xù)消費或綠色消費，鼓勵消費節(jié)能型產(chǎn)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(shù)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(shù)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(yōu)化調整才能促進居民部門節(jié)能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數(shù)與居民消費結構變動之間呈現(xiàn)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(xié)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(xiàn)線性關系的模型，因此在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協(xié)整模型，揭示中國居民生活碳排放系數(shù)因居民消費結構變動與城鄉(xiāng)居民消費差異不同而呈現(xiàn)機制轉移的非線性效應。

2 理論模型

2.1 城鄉(xiāng)消費差異的泰爾系數(shù)

由于我國呈現(xiàn)二元結構，城鄉(xiāng)消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉(xiāng)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(shù)的閾值協(xié)整模型時，需要兼顧城鄉(xiāng)居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉(xiāng)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(xiāng)居民人口比重的變化，故計算度量城鄉(xiāng)居民消費水平差異泰爾系數(shù)[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉(xiāng)消費水平差距呈現(xiàn)先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協(xié)整模型的設定

表示居民消費碳排放系數(shù)， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數(shù)呈現(xiàn)非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數(shù) ，大小位于 連續(xù)函數(shù)，反映居民消費結構對其碳排放系數(shù)的影響效應隨著變動程度的不同而發(fā)生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數(shù)，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數(shù)，表示機制發(fā)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(shù)的閾值協(xié)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(shù)據(jù)適合構建閾值協(xié)整模型，雖然變量不一定是平穩(wěn)序列，但一階差分序列必須是平穩(wěn)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(shù)與城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)不平穩(wěn)，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(shù) 存在與形式確定的檢驗

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

3.2.1 確定機制轉移位置參數(shù)

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

針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據(jù) 函數(shù)值最小確定相對最優(yōu)模型，或者擬合優(yōu)度即 最大時所對應的 即為機制發(fā)生轉移的位置參數(shù)。本文選取 的取值范圍在 ，根據(jù)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(shù) 具體形式的確定

通常平滑轉移函數(shù)形式有兩種，指數(shù)函數(shù)與邏輯函數(shù)，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(shù)函數(shù)，否則為邏輯函數(shù)。根據(jù)表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數(shù)形式為邏輯函數(shù)。

3.3 閾值協(xié)整檢驗

根據(jù)估計的平滑轉移函數(shù) 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩(wěn)序列，則該模型為閾值協(xié)整模型?？梢圆捎貌糠謿埐钸M行檢驗[18]，檢驗統(tǒng)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(shù)，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(shù)的結果反映在考慮城鄉(xiāng)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(shù)產(chǎn)生長期效應，呈現(xiàn)非線性特征。其中光滑參數(shù) ，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(shù) 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數(shù)的非線性轉移發(fā)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(shù) ，估計的光滑轉移函數(shù) 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數(shù)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(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)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(shù)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(tài)時，對居民生活碳排放系數(shù)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(shù) 周圍波動時，估計的光滑轉移函數(shù) 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(shù)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(shù)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(tài)，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數(shù)。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數(shù) ，估計的光滑轉移函數(shù) 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(shù)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(xiàn)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(jié)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(shù)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(shù)的影響效應為負，有利于居民生活中節(jié)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(jié)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(shù)的偏效應

根據(jù)估計結果分別計算居民消費結構與城鄉(xiāng)居民消費水平差距對碳排放系數(shù)的偏效應。如圖3所示，居民城鄉(xiāng)消費水平差異的泰爾系數(shù)對居民生活碳排放系數(shù)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(xiāng)消費差距逐漸成為阻礙居民部門節(jié)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(shù)的偏效應，呈現(xiàn)先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態(tài)勢，不過后續(xù)降低效應不具有明顯性。

5 結論

在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)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(shù)的長期效應，因消費結構優(yōu)化、升級變動，而呈現(xiàn)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(shù)的影響效應服從第一機制，呈現(xiàn)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(shù)上升，這一時期居民消費結構呈現(xiàn)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(jié)能減排政策以及可持續(xù)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(shù)的降低

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

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

參考文獻：

[1] Lenzen M.Primary energy and greenhouse gases embodies in Australian final consumption：an input-output analysis[J].EnergyPolicy，1998（6）：495-506.

[2] Weidman Thomas.Examining the global environmental impact of regional consumption activities-parts 2： review of input-output models for the assessment of environmental impacts embodied in trade. Ecological economics， 2005.

[3] Park Hi-Chun.The direct and indirect household energy requirements in the Republic of Korea from 1980 to 2000-An inputCoutput analysis [J].Energy Policy ， 2007.

[4] Munksgaard J，Pedersen K. A，Wier M.Changing consumption patterns and CO2 reduction[J].International Journal of Environment and Pollution，2001，15（2） ：146-158.

[5] Vringer K，Blok K，Engelenburg B，Determining the primary energy requirement of consumption patterns[J]. Economics for Industrial Ecology， 2006.

[6] Qu Jiansheng，Zeng Jingjing，Li Yan，et al.Household Carbon Dioxide Emissions from Peasants and Herdsmen in Northwestern Aridalpine Regions，China[J].Energy Policy，2013（57）： 133-140.

[7] 柴士改.最終消費能源消耗及其碳排放研究[D].中南財經(jīng)政法大學博士論文，2013：146-166.

[8] 周平，王黎明.中國居民最終需求的碳排放測算[J].統(tǒng)計研究，2011（28）7：72-78.

[9] 彭希哲，朱勤我國人口態(tài)勢與消費模式對碳排放的影響分析[J].人口研究，2010（34）1：48-58.

[10] 汪同三，吳承業(yè).21世紀數(shù)量經(jīng)濟學第11卷[M].社會科學文獻出版社，2011.294-304.

[11] 耿海青，谷樹忠，國冬梅.基于信息熵的城市居民家庭能源消費結構演變分析-以無錫市為例[J].自然資源學報，2004（2）：56-62.

[12] 向書堅，柴士改.最終需求間接能耗核算模型的改進研究[J].中國人口.資源與環(huán)境，2014（2）24：47-54.

[13] Shorrocks A.The Class of Additively Decomposable Inequality Measures， Econometrical， 1980：613-626.

[14] Choi，P.Saikkonen.Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions， Journal of Econometrics， 2004：341-365.

[15] Dijk V D.T，erasvirta P.H.Franse.Smooth Transition Auto regressive Models-A Survey of Recent Developments.Econometric Reviews， 2002：147-150.

[16 ] Sarantis N， Nonlinearit ies，Cyclical Behavior and Predictability in Stock Markets： International Evidence， International Journal of Forecasting ， 2001：459- 482.

[17] Terasvirt T.Specification，Estimation，and Evaluation of Smooth Transition Autoregressive Models，Journal OF The Americann Statistical Association， 1994：208-218.

篇（7）

第一章 緒論

1.1 論文選題的學術和實用意義

中國消費市場的發(fā)展態(tài)勢，既是我國新一輪經(jīng)濟增長的隱患和契機，同時也是撬動世界經(jīng)濟的杠桿。目前，我國經(jīng)濟增長過分依賴于投資與出口，對消費需求的重視嚴重不足，這必將導致經(jīng)濟增長原動力的傾斜，抑制國民經(jīng)濟的健康和可持續(xù)發(fā)展。我國城鎮(zhèn)居民消費一直是構成我國最終消費的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢蕖Ｒ虼?，消費需求的發(fā)展趨勢很大程度上反映了國民消費需求的發(fā)展趨勢，擴大消費內(nèi)需的關鍵在于發(fā)展城鎮(zhèn)的消費需求，剛起步的消費市場才是未來我國消費市場的重點和熱點。其重要性不僅體現(xiàn)于龐大的市場規(guī)模，也體現(xiàn)于巨大的市場潛力。馬克思在《資本論》中說:“沒有離開消費的生產(chǎn)，消費為生產(chǎn)提供最終的動力”。在經(jīng)濟學 GDP 分析中，消費、投資和凈出口被譽為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，其中作為總需求構成因素之一的消費需求對經(jīng)濟增長具有持久的推動力。最終消費是由居民消費和集團消費兩部分組成，居民消費又可分為城鎮(zhèn)居民消費與農(nóng)村居民消費兩類。隨著我國計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制的轉軌，國民經(jīng)濟基本保持健康平穩(wěn)的發(fā)展，社會產(chǎn)品日益豐富，居民生活消費選擇空間不斷加大，消費對生產(chǎn)供給及國民經(jīng)濟發(fā)展的反作用力越來越明顯。

消費作為國民經(jīng)濟活動中的重要一環(huán)，在經(jīng)濟生活別是對經(jīng)濟的增長起著根本性的作用。這主要體現(xiàn)在：從需求方面看，消費對經(jīng)濟具有直接與間接拉動作用；從供給方面看，消費能夠創(chuàng)造出生產(chǎn)發(fā)展所必需的人力資源，從而創(chuàng)造出社會生產(chǎn)力；從均衡性角度看，消費又起著“自動穩(wěn)壓器”的作用，防止國民經(jīng)濟大幅度地波動；從結構方面看，消費結構變動是產(chǎn)業(yè)結構變遷的根本動因，可引導產(chǎn)業(yè)結構不斷地升級，促進經(jīng)濟增長。從理論上講，消費結構問題是消費經(jīng)濟研究的重要內(nèi)容，是一定時期人民群眾消費狀況的重要標志。居民的消費結構，不僅僅涉及消費領域的問題，更是社會再生產(chǎn)過程中的一個重要問題。從社會再生產(chǎn)過程來看，衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展的水平和層次，衡量一個國家國民經(jīng)濟運行的狀況是處于良性循環(huán)狀態(tài)還是處于不良運轉時期，關鍵問題之一就是看居民的消費結構是否合理。進行消費結構的分析研究，對了解居民自身的合理消費、社會消費水平、社會經(jīng)濟結構及其變化以及進行宏觀經(jīng)濟調控、平衡市場供給與需求，都具有很重要的作用。就杭州市區(qū)城鎮(zhèn)的情況來說，經(jīng)過改革開放二十幾年的發(fā)展，特別是自 1995年杭州市以來，居民生活水平有了跨越性的提高，當前正處于從初步小康型向全面小康型轉變的關鍵時期。同時，杭州市國民生產(chǎn)總值的增長和居民收入水平的不斷提高，城鎮(zhèn)居民家庭生活消費水平，特別是消費結構較以往發(fā)生很大變化。細致地研究近幾年來杭州市居民的結構變化狀況，系統(tǒng)地把握消費結構變化同經(jīng)濟增長的關系，對準確把握居民消費需求、促進居民消費具有指導意義。從經(jīng)濟發(fā)展的角度，微觀方面，可以為企業(yè)、商品生產(chǎn)者組織生產(chǎn)、合理決策提供現(xiàn)實參考；宏觀方面，可以為本市的產(chǎn)業(yè)結構調整和國民經(jīng)濟的宏觀決策提供依據(jù)，達到優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、合理配置資源、促進經(jīng)濟穩(wěn)定增長的目的。

1.2 論文研究目的，內(nèi)容和技術路線

① 研究的目的

1）利用理論分析和實證分析的方法了解杭州市城鎮(zhèn)居民消費消費支出結構變動的特征，尋求影響杭州市區(qū)城鎮(zhèn)居民消費變化的因素。

2）通過恩格爾系數(shù)和擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）模型對城鎮(zhèn)居民消費結構進行研究分析

3）根據(jù)消費變動的原因和與經(jīng)濟增長的關系，得到合理化結論，為政策制度的建立和完善提供依據(jù)。

② 研究的內(nèi)容

研究是以杭州市城鎮(zhèn)居民消費結構變化為考察和分析對象，研究的時期主要是 1995 至 2008年杭州市城鎮(zhèn)居民消費狀況。主要研究內(nèi)容：

1）概述城鎮(zhèn)居民消費結構的基礎理論和內(nèi)涵，消費結構變化及發(fā)展的一般趨勢和意義，論述城鎮(zhèn)居民消費結構變化對經(jīng)濟增長的影響。

2）運用恩格爾系數(shù)和擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）模型，計量經(jīng)濟分析方法、統(tǒng)計分析方法和比較分析法，對杭州市城鎮(zhèn)居民消費結構變化進行分析，對城鎮(zhèn)居民家庭消費結構的變化和特點進行分析，找出消費變化中存在的問題，提出合理化對策建議。

③ 技術路線

1）首先是對消費結構的綜述，描述國內(nèi)外的消費結構的研究，再對消費結構概念和應用的闡述。

2）然后是對杭州市城鎮(zhèn)居民的消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)和家庭消費數(shù)據(jù)樣本進行分析，根據(jù)需要選取建立消費函數(shù)、擴展線性支出系統(tǒng)(ELES)模型的方法，對杭州市城鎮(zhèn)居民消費影響因素變化和特征進行實證分析，找出影響的主要因素。

2）再是對城鎮(zhèn)居民的消費結構研究方法的一個總結。

3）最后從實證論的角度，論述城鎮(zhèn)居民消費結構變化與經(jīng)濟增長之間存在著相互聯(lián)系、相互依賴、相互補充、相互促進、相互制約的關系。針對主要影響因素給出促進經(jīng)濟增長的可行性對策建議，給出政策制度的合理依據(jù)。

1.3 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀綜述

1.3.1 國外消費結構的研究綜述

西方對消費結構的研究較早，17 世紀末，喬治金對曾對工人階級生活消費進行了系統(tǒng)的研究，當時消費結構被稱為“預算分析”或“收支研究”。他不僅從宏觀的角度分析了國家消費支出的構成情況，還從微觀的角度分析了英國家庭的生活消費支出結構。最早提出“消費結構”這一概念是在 19 世紀末 20 世紀初，愛德華迪克佩蒂阿格茲收集了不同社會階層、不同收入組的消費結構資料，并首次提出家庭消費結構消費支出的分類方法。弗里德里克勒普拉爾對消費結構的研究主要是調查每一家庭的生活收支情況，目的為了社會改革服務【1】。 研究消費結構最突出的代表人物就是德國統(tǒng)計學家和工程師恩斯特恩格爾，1857 年他在研究當時歐洲大陸居民幾十年的消費數(shù)據(jù)，特別是居民的食品消費與總消費以及與總收入之間的關系后提出：一個家庭收入越少，其總支出中用來購買食品的費用所占比重就越大；反之，一個家庭收入越多，其總支出中用來購買食品的費用所占比重就越小【2】。這就是世人所熟知的著名的“恩格爾定律”。馬克思在分析社會資本再生產(chǎn)時，把社會生產(chǎn)兩大部類中的生產(chǎn)消費資料的部類進一步區(qū)分為生產(chǎn)必要生活資料和生產(chǎn)奢侈消費資料這樣兩個分部類【3】；此外在《剩余價值理論》中，馬克思把消費品區(qū)分為以商品形式存在的消費品和以服務形式存在的消費品【4】。這實際上以宏觀的角度分析了消費結構。恩格斯也曾把消費資料劃分為生存資料、享受資料和發(fā)展資料，揭示了人們的消費結構從低向高發(fā)展的歷史進程。列寧則更明確地指出過：“一定的消費狀況是比例的要素之一”，他還概括了需求上升規(guī)律，即一個國家的生產(chǎn)率較高，工人的工資也較高，滿足的需求也就較多【5】。這些都是對消費結構的闡釋。當代西方消費經(jīng)濟理論是在古典消費經(jīng)濟思想和理論的基礎上發(fā)展起來的，其主要內(nèi)容包括：消費者行為理論、消費函數(shù)理論、消費結構理論、消費水平理論、消費品的供給和分配中的政策和技術問題等等。近現(xiàn)代許多西方學者對消費理論提出了各種假說，如凱恩斯的絕對收入假說，杜森貝里的相對收入假說，弗里德曼的持久收入假說，莫迪里安尼的生命周期假說等，為消費結構的研究奠定了理論基礎。到了 20 世紀 60 年代，西方經(jīng)濟學家開始把家庭作為消費決策的基本單位，分析消費結構。其中，希爾提出“家庭文明”分析，斯梅爾塞等提出家庭消費支出功能分析，威廉威爾斯和喬治古伯爾利用“家庭生命周期”對消費行為進行分析，體現(xiàn)了消費結構在家庭消費中的變化趨勢。在研究方法上，恩格爾定律被提出以后，它的適用性得到了現(xiàn)代西方經(jīng)濟學家普遍認同，隨著經(jīng)濟學家對消費結構變化的不斷研究，按照恩格爾定律的基本規(guī)律，得出了衣著消費支出類似食物消費支出的變化規(guī)律，稱之為恩格爾定律的引申定律。在研究各國居民生活水平時，經(jīng)濟學者經(jīng)常使用恩格爾系數(shù)來表達自己的學術觀點，也是定量研究消費結構的開端。最近幾年，消費結構的主要研究方法是線性支出系統(tǒng)模型及擴展的線性支出系統(tǒng)模型。線性及擴展的線性支出系統(tǒng)是用收入水平、價格水平等做解釋變量，只能反映總支出和價格變動對消費結構的影響，對一些潛變量對消費結構的影響，如地區(qū)因素、收入分配因素、預期因素等潛變量對消費結構的影響無法顯現(xiàn)出來。因此，一些國外學者提出用面板數(shù)據(jù)的方法研究消費結構，即用 PanelData 方法分解潛變量對消費結構的影響，主要代表人物有喬晨、馬蒂爾斯和塞維斯特，該方法在消費結構研究中有著廣泛的應用前景，使消費結構研究進入了嶄新的階段。

1.3.2 國內(nèi)消費結構的研究綜述

我國對消費結構研究起步較晚，發(fā)展迅速。著名經(jīng)濟學家董輔礽教授在 1963發(fā)表的《關于消費問題的探討》一文中指出“社會主義社會勞動者的消費構成，一方面是由他們的需求結構決定的，另一方面是由消費基金的物質構成決定的?！边@里的消費構成等同于消費結構。改革開放后，黨和政府開始對此高度重視，消費結構的研究真正活躍起來，對消費結構的全面深入的理論研究開始進行，從“六五”起到“九五”國家都將消費結構方面的研究列為社會科學研究基金項目。1983 年由尹世杰教授主編的《社會主義消費經(jīng)濟學》填補了我國經(jīng)濟科學一個空白，開拓了經(jīng)濟理論研究的新領域。在這部著作中，尹世杰教授專門分章系統(tǒng)研究了消費結構問題，是我國進行消費結構理論研究的開端。

八十年代中期至上世紀末是我國消費結構理論發(fā)展的十分重要的階段，在這十幾年里相繼出版了幾部專門研究消費結構的專著，包括中國社科院楊圣明教授于 1986 年所著的《中國消費結構研究》；山東大學林白鵬教授于 1987 年所著的《中國消費結構學》和1993 年所著的《中國消費結構和產(chǎn)業(yè)結構關聯(lián)研究》；尹世杰教授于 1988 年所著的《中國消費結構研究》和于 2000 年所著的《中國消費結構合理化研究》。這些著作把中國消費結構學的研究推上一個又一個的新臺階，并且基本構筑起了我國現(xiàn)有消費結構理論體系。楊圣明教授在《中國消費結構研究》中從宏觀和微觀兩個方面入手，研究了消費結構及其之間的相互關系，書中建立了數(shù)學模型和對消費結構的預測方法，這些方法至今仍有較大的借鑒意義。林白鵬教授《中國消費結構學》中把消費結構作為一個要素放在社會再生產(chǎn)這個大系統(tǒng)中研究，指出：“消費結構的變化的不同階段是生產(chǎn)力一定發(fā)展水平的反映，在社會主義國家研究消費結構有特殊意義”。在《中國消費結構與產(chǎn)業(yè)結構關聯(lián)研究》中，林白鵬教授首次將消費結構和產(chǎn)業(yè)結構兩個領域聯(lián)系起來研究。他認為產(chǎn)業(yè)結構和消費結構是兩種相輔相成的經(jīng)濟要素，產(chǎn)業(yè)結構只有適應消費結構的變化，才能從根本上解決生產(chǎn)與消費的矛盾，使產(chǎn)業(yè)結構的調整與人民生活水平的提高結合起來。

尹世杰教授的《中國消費結構研究》一書是以我國居民的生活消費結構為著眼點，以消費需求為始點，以經(jīng)濟、社會、文化等影響消費結構的諸因素為內(nèi)容，以消費結構合理化為目的，并以滿足人民群眾消費需求和提高消費質量為終點，建立了自己的消費結構理論體系。為解決我國經(jīng)濟發(fā)展中居民消費結構出現(xiàn)的新情況給予了理論指導。他的新著《中國消費結構合理化研究》更反映了當代消費結構研究的最新成果，開創(chuàng)了消費結構研究的新局面。在對現(xiàn)階段我國消費結構定量的研究和預測方面，江西財經(jīng)大學的董福榮教授從中國家庭消費結構方面入手；山東大學藏旭恒教授從居民資產(chǎn)與消費選擇行為關系方面研究，在他所著的《中國消費函數(shù)分析》中，研究了消費結構、消費傾向、消費的收入彈性以及和利率價格的關系；國家計委宏觀經(jīng)濟研究院范劍平研究員以及孫鳳研究員分別從居民消費與經(jīng)濟發(fā)展關系方面和消費行為數(shù)量研究方面作了深入研究。這些研究使得我國對消費結構學的研究理論系統(tǒng)逐步發(fā)展和完善，為推動經(jīng)濟發(fā)展打下堅實的基礎。

1.3.3 居民消費結構與經(jīng)濟增長關系的研究現(xiàn)狀

國內(nèi)關于居民消費對經(jīng)濟增長影響的研究，長期以來得到論證，居民消費是拉動一個國家或地區(qū)經(jīng)濟增長的源動力。大量文獻對于城鄉(xiāng)居民的消費對經(jīng)濟增長的影響力度進行了具體分析，提出了城鄉(xiāng)居民的消費對經(jīng)濟增長均有很大影響但是力度不同的觀點。在消費對經(jīng)濟的促進作用方面，國家統(tǒng)計局課題組通過對中國居民購買力水平的實證研究，得出“提高城鄉(xiāng)居民購買力水平是擴大內(nèi)需的關鍵”結論；河北經(jīng)貿(mào)大學課題組經(jīng)過實證分析，得出推動經(jīng)濟增長的主要因素是內(nèi)需的增長，投資對經(jīng)濟增長的貢獻小于消費對經(jīng)濟增長的貢獻率。劉緝川在《江西農(nóng)村居民消費研究》一文中認為消費是經(jīng)濟增長的主要動力，對經(jīng)濟增長具有重要的拉動作用，對人力資本具有創(chuàng)造作用，消費還是防止經(jīng)濟蕭條的穩(wěn)定力量。

常欣在《供給與需求結構雙向調整》中指出，目前中國經(jīng)濟增長的格局已由“資源約束”轉為“需求約束”，消費在一定程度上會制約經(jīng)濟的增長。敖琴在《縮小城鄉(xiāng)居民收入差距與擴大農(nóng)村居民消費需求》中認為，占全國人口總數(shù)三分之一的城鎮(zhèn)居民消費占了全國居民消費的 70%左右，城鎮(zhèn)經(jīng)濟在國家經(jīng)濟中占據(jù)著主導地位，其發(fā)展水平將直接影響我國經(jīng)濟的發(fā)展速度與水平。城鎮(zhèn)居民消費對整個社會經(jīng)濟的增長做出了巨大貢獻，其變化將直接引起市場供求的變化。這些變化將關系到城鎮(zhèn)自身乃至全社會的發(fā)展。從消費結構與經(jīng)濟持續(xù)增長關系的角度，經(jīng)濟發(fā)展史表明，經(jīng)濟增長促進消費結構升級，消費結構升級推動經(jīng)濟增長，兩者互為條件、相互促進。劉樹信《改善山西消費結構拉動經(jīng)濟增長的政策思考》一文，研究了山西省消費結構改善拉動經(jīng)濟增長，論述了應該如何按照消費的要求對產(chǎn)業(yè)結構進行調整。張澤一的《城鄉(xiāng)居民家庭消費水平、消費結構對經(jīng)濟增長的影響》，文章論述了消費結構是如何通過產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的問題。

黃麗馨的《廣西消費結構與產(chǎn)業(yè)結構關聯(lián)的實證分析》，在文章的論述中提出了消費結構通過產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化促進經(jīng)濟增長的思想。在家庭消費結構方面，高榮升《中國城鎮(zhèn)居民消費行為與特征研究》中對比考察一些典型國家居民家庭消費結構的變化特點，通過借鑒和參考這些國家的經(jīng)驗，以實現(xiàn)我國家庭消費結構的優(yōu)化。余金鳳《論我國居民家庭消費結構的優(yōu)化》指出家庭消費結構是整個消費結構的基礎。我國經(jīng)濟要持續(xù)保持適度增長和協(xié)調發(fā)展，必須始終保持國內(nèi)消費市場對經(jīng)濟發(fā)展的有效拉動，擴大國內(nèi)消費需求，優(yōu)化家庭消費結構。由于眾多經(jīng)濟學家的不懈努力，我國的消費結構理論體系已經(jīng)基本成形，其主要內(nèi)容包括消費結構的類型、影響消費結構的因素、消費結構合理化的指標和途徑、消費結構的差異、消費結構的國際比較以及消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關聯(lián)等，為我國消費結構理論研究的發(fā)展做出應有的貢獻。

第二章 消費結構的基礎理論

消費結構理論是消費經(jīng)濟理論的重要組成部分，消費結構的研究將宏觀經(jīng)濟中的消費理論與消費實際聯(lián)系起來，為宏觀消費問題提供了實證研究的角度、方法及應用。

2.1 消費結構的基本概念

致謝

時光如白駒過隙，轉眼間，我已經(jīng)在上海海洋大學度過了近4年難忘日子。在本文完成之際，我要向這幾年里所有關心和支持我的老師和朋友們表示我誠摯的謝意!在這即將告別校園、走向社會的時刻，我由衷地感謝給過我指導和幫助、鼓勵和歡樂的師長、朋友和家人。

在校學習期間，我在學習和生活上得到了老師們無微不至的關懷和幫助。老師們嚴謹?shù)闹螌W態(tài)度，淵博的學識，寬厚豁達而正直隨和的為人風范，令我敬仰，永遠是我學習的榜樣。從治學態(tài)度到治學方法，從做學問到做人，都給了我莫大的啟迪，讓我受益終身。

我要感謝我尊敬的老師們。四年來，老師們悉心教授了我各方面的知識。特別是鄭奕老師，本文從選題、構思、成文都傾注著老師的心血。在此，謹向我尊敬的導師致以誠摯的感謝!其次，我要感謝陪伴我度過四年大學生活的同學和朋友們。他們不僅讓我的生活變得豐富多彩，而且?guī)椭铱朔松詈蛯W習中的一個個困難。這些珍貴的情誼我會永遠珍惜。最后，我要感謝我的父母家人。他們無論在物質還是精神上都給我了極大的支持，他們的教導讓我少走了很多彎路，他們的關愛讓我充滿了勇氣與信心。

我所取得的任何成果都是老師，朋友和家人支持的結果，在這里我忠心祝愿他們生活幸福、身體健康！

感謝!

參考文獻

[1] 董福榮. 中國家庭消費結構透視[M]. 北京：經(jīng)濟管理出版社， 1999， 51-52.

[2] 林白鵬. 中國消費結構學[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社， 1987， 26-27.

[3] 《馬克思恩格斯全集》第 24 卷. 北京：人民出版社， 1972 ， 448-449 .

[4] 馬克思. 《剩余價值學說史》第 1 卷. 北京：人民出版社， 1975 ， 4 .

[5] 《列寧全集》第 4 卷. 北京：人民出版社， 1984 ， 44 .

[6] 楊圣明. 中國消費結構研究[M]. 太原：山西人民出版社， 1986 .

[7] 尹世杰. 中國消費結構研究[M]. 上海：上海人民出版社， 1988.

[8] 劉緝川. 江西農(nóng)村居民消費研究[J]. 中國農(nóng)學通報， 2003.2 .

[9] 常欣. 供給與需求結構雙向調整[J]. 科學決策， 2002.5.

[10] 敖琴. 縮小城鄉(xiāng)居民收入差距與擴大農(nóng)村居民消費需求[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟， 2005.4 .

[11] 劉樹信. 改善山西消費結構拉動經(jīng)濟增長的政策思考[J]. 經(jīng)濟問題， 1999.7 .

[12] 黃麗馨. 廣西消費結構與產(chǎn)業(yè)結構關聯(lián)的實證分析[J]. 改革與戰(zhàn)略， 2000.4 .

[13] 高榮升. 中國城鎮(zhèn)居民消費行為與特征研究[D]. 武漢理工大學， 2003.

[14] 余金鳳. 論我國居民家庭消費結構的優(yōu)化[D]. 湖南師范大學， 2004.

[15] 尹世杰. 社會主義消費經(jīng)濟學[M]. 上海：上海人民出版社， 1983， 111.

[16] 程巖. 信息經(jīng)濟的社會信息化水平的測定[J]. 情報資料工作， 1993.5.

[17] 尹世杰. 消費經(jīng)濟學[M]. 北京：高等教育出版社， 2003.

[18] 劉方域. 消費經(jīng)濟學概論[M]. 貴州：人民出版社， 1984， 117.

[19] 厲以寧. 消費經(jīng)濟學[M]. 北京：人民出版社， 1984， 157-160.

[20] R. Stone: "Linear Expenditure System and Demand Analysis: An Application to the Patern ofBritish Demand"， Economic Journal， vo1.64 ， 1954.

[21] L. R. Klein and H. Rubin: "A Constant-Utility Index of Cost of Living"， Review of Economic Studies， vol. 18 ， 1949-50.

[22] 范劍平. 我國城鄉(xiāng)居民消費結構的變化趨勢[J]. 宏觀經(jīng)濟研究， 2000.6，32-35

[23] 吳風慶. 擴展線性支出系統(tǒng)模型與居民消費結構分析[J]. 中國煤炭經(jīng)濟學院學報， 2000.9.

[24] 葉宗裕. 擴展線性支出系統(tǒng)模型的新應用—全國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結構比較分析[J].管理新說， 2003.1.

[25] 易丹輝. 數(shù)據(jù)分析與 Eviews 應用[M]. 北京：中國統(tǒng)計出版社， 2002， 10.

[26] 《杭州統(tǒng)計年鑒》. 北京：中國統(tǒng)計出版社， 2009.

[27] 《中國統(tǒng)計年鑒》. 北京：中國統(tǒng)計出版社.1997，2006，2008.

[28] 陳秋玲，曹慶瑾，阿麗. 基于擴展線性支出系統(tǒng)模型的我國城鎮(zhèn)居民消費結構分析.上海大學:2010.

[29] 藏旭恒. 中國消費函數(shù)分析[M]. 上海：上海人民出版社， 1994.

[30] 金世和. 消費經(jīng)濟學[M]. 沈陽：遼寧人民出版社， 1985.

[31] 王建華. 消費者需求分析引論[M]. 濟南：山東人民出版社， 1993， 227-230.

[32] 萬金發(fā). 北京市城鎮(zhèn)居民消費結構研究[D]. 哈爾濱工程大學， 2005.1.

篇（8）

一、研究國民消費的意義

按照經(jīng)濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經(jīng)濟的均衡發(fā)展。

現(xiàn)階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內(nèi)需求尤其是居民消費需求促進經(jīng)濟發(fā)展。首先,我國處于居民消費結構優(yōu)化升級的發(fā)展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內(nèi)市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發(fā)展型消費需求升級過渡,但產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品結構、收入分配結構、區(qū)域協(xié)調發(fā)展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產(chǎn)造成了不良影響,因此,我們必須擴大內(nèi)需,推動經(jīng)濟增長。

關于如何擴大國內(nèi)需求方面,中央經(jīng)濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內(nèi)容主要體現(xiàn)在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規(guī)律,掌握消費需求的熱點和發(fā)展方向,才能為消費者提供良好的政策環(huán)境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產(chǎn)業(yè)結構調整與消費結構優(yōu)化升級相協(xié)調,才能推動國民經(jīng)濟平穩(wěn)、健康發(fā)展。

二、影響消費水平的因素分析

(一) 模型建立與求解

居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數(shù)以及恩格爾系數(shù)。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數(shù)據(jù)?；诒?和表2的數(shù)據(jù),分別建立城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。

(二)模型檢驗

1、經(jīng)濟意義檢驗 根據(jù)回歸結果:城鎮(zhèn):y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農(nóng)村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數(shù)0.736與0.721分別表示在城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費價格指數(shù)和城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民恩格爾系數(shù)不變的條件下,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(農(nóng)村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費水平絕對數(shù)平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。

2.統(tǒng)計推斷檢驗

(1)擬合優(yōu)度檢驗:

由上面分析數(shù)據(jù)知兩個模型的決定系數(shù)R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數(shù)為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。

(2)方程顯著性檢驗—F檢驗

給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05

F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(農(nóng)村居民家庭人均純收入)、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)(農(nóng)村居民消費價格指數(shù))、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)(農(nóng)村居民恩格爾系數(shù))聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。

(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025

城鎮(zhèn): t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956

篇（9）

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展經(jīng)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(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)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(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標準，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)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(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)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(tǒng)（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(shù)[②]：

參數(shù)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(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)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(shù)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(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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(zhèn)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(shù)據(jù)來源：1994-2009年河南省統(tǒng)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(zhèn)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(zhèn)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(fā)現(xiàn)，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(zhèn)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?；旧钕M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(wěn)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(zhèn)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(zhèn)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(jù)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(shù)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(shù)，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(tǒng)計推斷檢驗：

由表3數(shù)據(jù)可得可決系數(shù)R2=0.978529修正的可決系數(shù)為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)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(zhèn)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(jīng)趨于穩(wěn)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(wěn)定城鎮(zhèn)居民預期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費的著力點。

參考文獻

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

篇（10）

中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A

1 消費支出增長加快

據(jù)江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站2011年12月14日公布的數(shù)據(jù)顯示，江蘇農(nóng)民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農(nóng)民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉(xiāng)村地區(qū)實現(xiàn)1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉(xiāng)村地區(qū)的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

收入是消費的基礎。自20世紀90年代末期至2003年，農(nóng)民收入始終低速增長。1997年至2002年，農(nóng)民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農(nóng)村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農(nóng)民收入大幅增加，農(nóng)村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農(nóng)民消費的影響

目前，農(nóng)村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統(tǒng)計局2011年12月份公布的數(shù)據(jù)顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變?yōu)?010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變?yōu)?010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農(nóng)村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結構逐漸轉型

消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內(nèi)在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫(yī)療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農(nóng)民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統(tǒng)計局的《2004年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》表明，2004年全國農(nóng)村居民人均純收入實際增長6.8%，但農(nóng)村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農(nóng)民進行現(xiàn)期消費的“后顧之憂”。

5 農(nóng)村社會保障機制不健全

預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據(jù)當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農(nóng)民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農(nóng)村中“看病難”“養(yǎng)老難”仍是目前農(nóng)民反映最強烈的問題。不久前，國務院發(fā)展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農(nóng)村社會保障機制不健全，使得農(nóng)民有錢也不敢大膽增加現(xiàn)期消費。

6 農(nóng)村消費環(huán)境較差

主要表現(xiàn)在：

6.1 鄉(xiāng)村道路建設問題突出

尤其是山區(qū)農(nóng)村，農(nóng)民有特產(chǎn)運不出，工業(yè)品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當前電視廣播

通訊設施雖然發(fā)展很快，但在農(nóng)村尤其是廣大偏僻山區(qū)仍然是盲區(qū)，限制了廣播電視及手機等產(chǎn)品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質量的有效監(jiān)督

大量劣質產(chǎn)品擁入農(nóng)村市場，農(nóng)民深受其害，消費積極性嚴重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農(nóng)村居民消費支出不斷增長，但農(nóng)民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區(qū)生產(chǎn)總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農(nóng)村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮(zhèn)居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經(jīng)濟發(fā)展中，來自農(nóng)民消費的貢獻非常小。

8 消費心理因素對農(nóng)民消費的影響

現(xiàn)實生活中，農(nóng)民的消費行為還受到傳統(tǒng)消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節(jié)假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農(nóng)民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農(nóng)民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農(nóng)村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農(nóng)民金融信貸觀念相對落后，在生產(chǎn)生活消費時，如自有資金不足，大多數(shù)選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農(nóng)村或農(nóng)民貸款。另外，宏觀經(jīng)濟環(huán)境、就業(yè)機會等因素同樣會對農(nóng)村消費產(chǎn)生作用，或將成為制約消費需求的阻力。