引論：我們?yōu)槟砹?3篇居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)論文范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫(xiě)作時(shí)的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

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進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái),隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入,國(guó)民經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展,我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平顯著提高,居民的各項(xiàng)支出顯著增加。隨著消費(fèi)水平的提高,我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高,從以衣食消費(fèi)為主的生存型到追求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型,消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn)居民在食品、衣著、家庭設(shè)備用品三項(xiàng)支出在消費(fèi)支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì),其中食品類支出比重降幅最大,達(dá)15個(gè)百分點(diǎn);衣著類下降4個(gè)百分點(diǎn);家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時(shí),醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂(lè)教育服務(wù)、居住及雜項(xiàng)商品支出在消費(fèi)支出中的比例均有上升,富裕階段的消費(fèi)特征開(kāi)始顯現(xiàn)。3我國(guó)居民消費(fèi)變化的趨勢(shì)特點(diǎn)

(1)居民收入迅速增長(zhǎng),消費(fèi)水平大幅度提高,消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的富裕型特征消費(fèi)是收入的函數(shù),收入的增加是消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的前提。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國(guó)居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀(jì)以來(lái),我國(guó)居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉(xiāng)居民各項(xiàng)支出全面增加,消費(fèi)性支出大幅度增長(zhǎng)。2005年,我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長(zhǎng)時(shí)間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持一個(gè)較高的增長(zhǎng)速度是完全可能的,城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平將大幅度提高。

(2)消費(fèi)能級(jí)不斷提高,消費(fèi)內(nèi)容日益豐富,住房與轎車消費(fèi)同時(shí)升溫,可望提前成為消費(fèi)熱點(diǎn)在消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善的同時(shí),城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)能級(jí)不斷提高。

(3)以教育為龍頭的娛樂(lè)教育文化服務(wù)類消費(fèi)繼續(xù)攀升隨著人們對(duì)知識(shí)認(rèn)知程度的提高和自我完善意識(shí)的增強(qiáng),對(duì)教育的投入仍會(huì)保持增長(zhǎng)。目前從子女教育在人們儲(chǔ)蓄目的位居前列的情況看,對(duì)教育及教育產(chǎn)品的投入仍是今后一個(gè)時(shí)期的消費(fèi)熱點(diǎn)。大力發(fā)展教育事業(yè),特別是高等教育、成人教育、職業(yè)教育應(yīng)是政府長(zhǎng)期堅(jiān)持和倡導(dǎo)的。

4我國(guó)大部分地區(qū)居民消費(fèi)水平偏低的原因及解決方法與策略

(1)居民消費(fèi)率分析:居民消費(fèi)率是指在一定時(shí)期內(nèi)一國(guó)(或地區(qū))居民消費(fèi)部分占GDP的比重。改革開(kāi)放以來(lái)的30年中我國(guó)居民消費(fèi)率的變化大體上可以分為五個(gè)階段:第一個(gè)階段是1978-1981年,這一階段居民消費(fèi)率直線上升,并在1981年達(dá)到了改革開(kāi)放以來(lái)的最高點(diǎn)(53.1%)。第二個(gè)階段是1982-1989年,這8年中居民消費(fèi)率出現(xiàn)過(guò)幾次小幅波動(dòng),但基本上比較穩(wěn)定。第三個(gè)階段是1990-1994年,居民消費(fèi)率持續(xù)下降。第四個(gè)階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費(fèi)率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢(shì),但是上升幅度相當(dāng)小,只有1.9個(gè)百分點(diǎn)。第五個(gè)階段是2001-2005年,居民消費(fèi)率直線下降,并且在2005年達(dá)到了歷史最低點(diǎn)(38.2%)。

(2)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重:改革開(kāi)放以來(lái)的1978年到2005年期間,我國(guó)最終消費(fèi)中居民消費(fèi)所占的比重雖然出現(xiàn)過(guò)波動(dòng),但是整體上保持穩(wěn)定。值得注意的是2004年居民消費(fèi)的比重直線下降。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重最高只有81.5%,而且大多數(shù)年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費(fèi)的比重更是降到了73.3%。國(guó)外經(jīng)驗(yàn)表明,居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重一般不低于80%。這也從另一個(gè)方面反映出我國(guó)居民消費(fèi)率偏低的事實(shí)。

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

以上分析顯示,1978年以來(lái)的任何一個(gè)時(shí)期,我國(guó)的居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率都明顯偏低,尤其是2001年以來(lái)尤甚,這表明我國(guó)當(dāng)前消費(fèi)不足明顯存在。

論文關(guān)鍵詞:消費(fèi)結(jié)構(gòu);消費(fèi)趨勢(shì);因子分析;聚類分析

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(三)估計(jì)方法由于居民在長(zhǎng)期的消費(fèi)實(shí)踐中會(huì)形成消費(fèi)習(xí)慣，前期的消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生影響，居民消費(fèi)存在棘輪效應(yīng)，將上期居民消費(fèi)量作為被解釋變量加入到模型中，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。由于在動(dòng)態(tài)面板中普遍存在自相關(guān)、異方差和個(gè)體效應(yīng)。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關(guān)研究中提出，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(jì)方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個(gè)體效應(yīng)，另一方面可以通過(guò)使用解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量來(lái)解決解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題。居民消費(fèi)率和一些解釋變量之間可能是同時(shí)決定的，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)通過(guò)選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題;當(dāng)不可觀察的變量與解釋變量相關(guān)，或是遺漏了某些個(gè)影響因素時(shí)，GMM使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)還可以克服遺漏變量問(wèn)題。為此，采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法是合適的，而靜態(tài)面板估計(jì)會(huì)使得結(jié)果產(chǎn)生偏誤。差分GMM估計(jì)法可以通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行一階差分來(lái)處理“動(dòng)態(tài)面板偏差”(dynamicpanelbias)問(wèn)題。但差分GMM估計(jì)必須滿足兩個(gè)前提條件:回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)εi，t不存在自相關(guān);以及內(nèi)生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點(diǎn)是無(wú)法估計(jì)個(gè)體效應(yīng)ξi的系數(shù)以及可能導(dǎo)致弱工具變量問(wèn)題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行廣義矩估計(jì)，被稱為“系統(tǒng)GMM”(SystemGMM)。系統(tǒng)GMM的優(yōu)點(diǎn)是可以提高估計(jì)的效率，并且可以估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量的系數(shù)。其缺點(diǎn)是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項(xiàng)與個(gè)體效應(yīng)無(wú)關(guān)。一般情況下，系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法。系統(tǒng)GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計(jì)。相對(duì)于一步法，二步法估計(jì)不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進(jìn)行估計(jì)。為了檢驗(yàn)工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)，其原假設(shè)是模型過(guò)度識(shí)別約束有效;另外還需要對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階和二階序列自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。

二、實(shí)證結(jié)果與分析

在使用模型(2)進(jìn)行估計(jì)之前，按照大多數(shù)研究的做法，首先研究居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化以及少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比之間的線性關(guān)系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行對(duì)比分析，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表2。表2給出了全國(guó)水平動(dòng)態(tài)面板的差分和系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計(jì)結(jié)果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)，說(shuō)明模型所選取的工具變量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一階差分的殘差只存在一階序列相關(guān)，而不存在高階序列相關(guān)，差分GMM估計(jì)結(jié)果不能拒絕模型中“隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，說(shuō)明差分GMM的估計(jì)量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數(shù)GMM估計(jì)方面，滯后一期的居民消費(fèi)率估計(jì)系數(shù)的符號(hào)為正，說(shuō)明居民的消費(fèi)習(xí)慣對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生較為顯著的影響。原因可能是中國(guó)自古崇尚節(jié)儉，這種消費(fèi)習(xí)慣是導(dǎo)致目前我國(guó)居民消費(fèi)不足而儲(chǔ)蓄增加的一個(gè)非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明在加入控制變量以后，模型得到了優(yōu)化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結(jié)構(gòu)而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明就全國(guó)水平而言，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加居民的消費(fèi)需求，其原因可能是少兒沒(méi)有參加工作，是家庭和社會(huì)凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)阻礙居民消費(fèi)的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年齡仍然在工作，另一方面老年人崇尚節(jié)儉，開(kāi)支較小。我國(guó)的少兒撫養(yǎng)比從1982年實(shí)施計(jì)劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養(yǎng)比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養(yǎng)比的下降和老年撫養(yǎng)比的增加同時(shí)降低了居民的消費(fèi)需求拉動(dòng)力。此外，我們也發(fā)現(xiàn)2008年時(shí)間虛擬變量的估計(jì)結(jié)果顯著，表明金融危機(jī)對(duì)居民消費(fèi)具有一定程度的影響。由于系統(tǒng)GMM方法能夠解決模型內(nèi)生性問(wèn)題和遺漏變量問(wèn)題，文章給出了系統(tǒng)GMM法的估計(jì)結(jié)果———模型(3)和模型(4)，兩個(gè)模型都通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)二階序列相關(guān)檢驗(yàn)。在系數(shù)估計(jì)方面，與差分GMM估計(jì)法相比，不管是顯著性水平還是符號(hào)，兩者的差別不大，但是系統(tǒng)GMM法的Sargan檢驗(yàn)值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說(shuō)明系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。綜合上述分析，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間呈正向關(guān)系，目前的人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)呈負(fù)向關(guān)系。但是從散點(diǎn)圖1中可以看出，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間并不是正向關(guān)系，而是在起初階段時(shí)呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。鑒于此，文章采用模型(2)進(jìn)行估計(jì)，即加入城鎮(zhèn)化的二次項(xiàng)，分析城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的影響形式，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統(tǒng)GMM方法的估計(jì)結(jié)果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)檢驗(yàn)。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平?jīng)]有全部通過(guò)以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。根據(jù)模型(1)～(5)計(jì)算出城鎮(zhèn)化拐點(diǎn)分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)并非簡(jiǎn)單的正向關(guān)系，而是存在正U型關(guān)系。這可能是由于在城鎮(zhèn)化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不減少其他方面的消費(fèi)，居民消費(fèi)率在城鎮(zhèn)化前期一直是下降的。而當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定成熟階段，大部分居民住房問(wèn)題得到解決，收入預(yù)期得到提高，居民會(huì)增加消費(fèi)。這就不難解釋近些年來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降的原因，在城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)化與人口年齡結(jié)構(gòu)的雙重負(fù)作用，是居民消費(fèi)率下降的主要原因。2010年，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平突破50%，已經(jīng)接近拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)提高居民的消費(fèi)率。

在分析全國(guó)居民消費(fèi)下降的原因的基礎(chǔ)之上，嘗試研究居民消費(fèi)在不同地區(qū)之間的差異。為了探討影響居民消費(fèi)的區(qū)域差異，文章分別從東部、中部和西部進(jìn)行模型的估計(jì)。在進(jìn)行模型估計(jì)之前，分別對(duì)東部、中部和西部居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化分別進(jìn)行關(guān)系散點(diǎn)圖分析(散點(diǎn)圖略)，結(jié)果表明不存在明顯U型關(guān)系。因此文章建立線性模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。由于系統(tǒng)GMM法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法，因此東中西部地區(qū)均采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。由表4可知，所有模型均通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)，表明所選取的工具變量是有效的，且一階差分的存在一階序列相關(guān)，而沒(méi)有高階序列相關(guān)，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。在所有模型中，各地區(qū)居民消費(fèi)率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當(dāng)期消費(fèi)。收入差距(GAP)沒(méi)有出現(xiàn)在模型估計(jì)結(jié)果中，可能因?yàn)槭杖氩罹鄬?duì)居民消費(fèi)需求不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系，也可能不同省份城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民消費(fèi)影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實(shí)證結(jié)果為城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系相一致。地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(lnRPGDP)對(duì)居民消費(fèi)影響也不確定，可能是居民消費(fèi)支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區(qū)居民可支配收入占地區(qū)GDP比例不盡相同，通過(guò)人均GDP測(cè)算一個(gè)地區(qū)居民可支配收入可能不準(zhǔn)確。例如:主要是靠投資拉動(dòng)和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國(guó)企，這樣的模式導(dǎo)致GDP確實(shí)很大，但老百姓從中取得的收入比重不會(huì)太高，這也就是外界通常所說(shuō)的“只長(zhǎng)骨頭不長(zhǎng)肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業(yè)為主，非公經(jīng)濟(jì)占比較高，GDP增長(zhǎng)與居民收入的關(guān)聯(lián)度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區(qū)，URB的估計(jì)系數(shù)在5%的水平下顯著為正，其系數(shù)值為0.142，說(shuō)明城鎮(zhèn)化率為增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之增加0.142個(gè)百分點(diǎn)。

東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平為62.39%，已超過(guò)拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的繼續(xù)發(fā)展會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其符號(hào)為正，說(shuō)明在東部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率起推動(dòng)作用。老年人口撫養(yǎng)比在1%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，其值為－0.3969，說(shuō)明老年撫養(yǎng)比每增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之下降0.3969個(gè)百點(diǎn)。人口年齡結(jié)構(gòu)在東部地區(qū)的作用效果與全國(guó)水平類似。就中西部而言，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用并不顯著。中部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點(diǎn)的左端。在城鎮(zhèn)化初期，居民首要問(wèn)題的是住房問(wèn)題。住房占去居民大部分的消費(fèi)開(kāi)支，從而縮減居民在其他方面消費(fèi)的開(kāi)支。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，中部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的影響都顯著為正，西部地區(qū)老年撫養(yǎng)比雖然沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其作用效果與中部地區(qū)類似，而與東部地區(qū)相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮(zhèn)化推進(jìn)，越來(lái)越多老年人開(kāi)始關(guān)注自身健康，增加醫(yī)療保健開(kāi)支，二是中西部老年人收入比東部地區(qū)低;兩者導(dǎo)致老年人口比重上升，提升居民消費(fèi)比重。為了給出更加準(zhǔn)確的解釋，給出中西部居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出的不同。在醫(yī)療保健方面，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)支出占比都要高于東部地區(qū)，這與中西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和醫(yī)療保障水平有關(guān)，醫(yī)療保障水平低會(huì)增加居民對(duì)醫(yī)療保健的投入。以上是基于東中西部地區(qū)分析城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響。可以看出，在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)推動(dòng)居民消費(fèi)率的提高，而在中西部地區(qū)，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比在東中西部都起推動(dòng)作用，而老年人口撫養(yǎng)比在東部地區(qū)起阻礙作用，而在中西部地區(qū)起一定的推動(dòng)作用。

篇3

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)放緩，顯露經(jīng)濟(jì)停滯和通脹并存的跡象。統(tǒng)計(jì)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(chǔ)增加的1412億美元中，經(jīng)常項(xiàng)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(gè)百分點(diǎn)。③可見(jiàn)，如何擴(kuò)大內(nèi)需尤其是擴(kuò)大居民消費(fèi)需求成為當(dāng)前政策的首要任務(wù)。事實(shí)表明，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)一直是我國(guó)最終消費(fèi)的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢蕖Ｒ虼耍?dāng)前擴(kuò)大消費(fèi)內(nèi)需的關(guān)鍵在于擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)需求。換言之，當(dāng)前的消費(fèi)問(wèn)題，很大程度上就是農(nóng)村居民消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)問(wèn)題。

關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究成果相當(dāng)豐富，歸納起來(lái)，主要是從以下三視角展開(kāi)的：一是從農(nóng)村居民家庭的衣食住行等消費(fèi)類商品消費(fèi)

情況的視角來(lái)研究其現(xiàn)狀：由于國(guó)家各項(xiàng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民家庭消費(fèi)質(zhì)量不斷提高，表現(xiàn)為食品和衣著消費(fèi)支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫(yī)療保健等消費(fèi)支出逐漸增加。二是從轉(zhuǎn)型的視角來(lái)研究農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特征：農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐步升級(jí)，未來(lái)20年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)將由生存型向享受型和發(fā)展型轉(zhuǎn)變，并且農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)滯后于城市。三是從消費(fèi)差異的視角研究農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的差異：表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民之間的消費(fèi)結(jié)構(gòu)差距擴(kuò)大和農(nóng)村居民群體之間的消費(fèi)結(jié)構(gòu)差距加大。本研究是從農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系視角，利用我國(guó)1978 -2010年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，旨在為當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型尋找原動(dòng)力。

二、農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

（一）居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角看，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品在居民最終消費(fèi)中所占的比重，［1］因而產(chǎn)品結(jié)構(gòu)是否合理，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)是否合理，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)方式。經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞?(Kuznets, 1949)曾提出，一個(gè)國(guó)家國(guó)民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去衡量，而一個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)又是由其生產(chǎn)方式所決定的。也就是說(shuō)，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當(dāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動(dòng)時(shí)，首先通過(guò)價(jià)格機(jī)制引起生產(chǎn)消費(fèi)資料的最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整，最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的調(diào)整會(huì)引起資源在不同產(chǎn)業(yè)間的重新分配，以居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)為目的的不同產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展必然促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。然后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式引導(dǎo)和決定三大需求協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，收入決定消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過(guò)收入機(jī)制影響消費(fèi)者行為，從而直接帶動(dòng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。簡(jiǎn)而言之，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)決定著經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動(dòng)，反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動(dòng)必須依據(jù)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)進(jìn)行調(diào)整。

居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的相互作用機(jī)理（二）農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)是我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大原動(dòng)力

社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的終極目標(biāo)是為了改進(jìn)或提高廣大人民的福祉，因而人們消費(fèi)需求的滿足狀況、消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)提高程度成為衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國(guó)民經(jīng)濟(jì)是否良性循環(huán)的關(guān)鍵。目前我國(guó)有7.4億農(nóng)民、1.82億農(nóng)戶，占中國(guó)人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國(guó)乃至世界最龐大的消費(fèi)市場(chǎng)，具有最大的發(fā)展空間。然而，從目前發(fā)展現(xiàn)狀看，無(wú)論是消費(fèi)水平還是消費(fèi)結(jié)構(gòu)，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(fèi)水平為4021元，略高于城鎮(zhèn)1994年的消費(fèi)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(tái)，大體相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民1999年水平的105.43臺(tái)。⑥可見(jiàn)，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展是我國(guó)新一輪經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的契機(jī)，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)是我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大原動(dòng)力。

三、農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的實(shí)證分析

（一）模型的設(shè)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(jié)構(gòu)化的動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模型，它可以同時(shí)揭示內(nèi)生變量之間的即期關(guān)系和動(dòng)態(tài)影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡和短期關(guān)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(dòng)態(tài)反應(yīng)。考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性及其代表性，選擇相關(guān)變量和對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)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(fèi)總支出的比重，作為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的代表變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的代表變量。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指標(biāo)，為了消除物價(jià)水平的影響，用歷年生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)GDP進(jìn)行調(diào)整，即按可比價(jià)計(jì)算。所選變量數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1978-2010）》整理得來(lái)。為消除異方差，對(duì)以上五個(gè)變量做自然對(duì)數(shù)化處理，于是構(gòu)建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計(jì)的參數(shù)矩陣， C是常數(shù)項(xiàng)，p是自回歸滯后階數(shù)，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

由表1顯示，五個(gè)變量都為不平穩(wěn)的時(shí)間序列，經(jīng)過(guò)一階差分后為平穩(wěn)I（1）過(guò)程，因此，可利用1978―2010年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建反映它們之間互動(dòng)關(guān)系的VAR模型。表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量 ADF

檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型

注：檢驗(yàn)類型中的C，T，K分別表示檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻薪鼐囗?xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、滯后值；臨界值均為Mackinnon協(xié)整檢驗(yàn)臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計(jì)

在VAR模型估計(jì)中的一個(gè)重要問(wèn)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(yàn)法，另一種方法是利用AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則判斷。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計(jì)算相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為2階，VAR模型具體估計(jì)式如下：

一般而言，第一個(gè)協(xié)整向量具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)解釋能力，對(duì)第一個(gè)協(xié)整向量進(jìn)行正規(guī)化后可以得到對(duì)應(yīng)的協(xié)整關(guān)系表達(dá)式為:

由協(xié)整方程可以看出，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與GDP的增長(zhǎng)呈正相關(guān)，即GDP每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)0.130801%。而三大產(chǎn)業(yè)的系數(shù)均為負(fù)值，顯然，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)脫節(jié)。因此，當(dāng)前應(yīng)高度重視農(nóng)村居民消費(fèi)升級(jí)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，把握擴(kuò)大農(nóng)村居民的有效消費(fèi)需求以及明確經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的針對(duì)性和有效性，促進(jìn)我國(guó)盡快走上消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。

4.格蘭杰檢驗(yàn)

為考察農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。表3

由表3可得出如下結(jié)論：其一，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變和第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向因果關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不存在因果關(guān)系。換言之，三大產(chǎn)業(yè)中，只有第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的拉動(dòng)作用不明顯。究其原因，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不相適應(yīng)，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村居民的消費(fèi)需求相差甚遠(yuǎn)。其二，在0.1的顯著性水平下，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在雙向的因果關(guān)系。這意味著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)從生存消費(fèi)需求向享受、發(fā)展需求層次轉(zhuǎn)變。但是，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用卻不明顯。其三，第一產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在雙因關(guān)系，而第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在雙向因果關(guān)系。可見(jiàn)，第二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比較大，而第一產(chǎn)業(yè)相對(duì)較小。

5.脈沖響應(yīng)分析

為了清晰地反映農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，在VAR模型的基礎(chǔ)上估計(jì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，并根據(jù)相關(guān)指標(biāo)的比較把響應(yīng)函數(shù)追蹤期設(shè)定為15年。由表4顯示：一方面，當(dāng)本期給第一、二、三產(chǎn)業(yè)一個(gè)沖擊后，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)立即作出了響應(yīng)，并且這一沖擊對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)短期內(nèi)影響較大，呈現(xiàn)一定的波動(dòng)性，因此，三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展更有利于農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)升級(jí)有明顯的拉動(dòng)作用，而且能持續(xù)形成對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的正向響應(yīng)，不過(guò)這種帶動(dòng)作用將會(huì)越來(lái)越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)，從而可以進(jìn)一步考察我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)變化。具體分解結(jié)果如表5。

由表5可知:一方面，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的沖擊影響呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，在第6期最高點(diǎn)27.14417%。三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達(dá)1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動(dòng)中，0.000332%-27.14417%的波動(dòng)可以由消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)解釋0.328230%-1.148291%的波動(dòng)可以由第一產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)解釋，0.272053%-1.482778%的波動(dòng)可以由第二產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)解釋，3.709335%-23.53602%的波動(dòng)可以由第三產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)解釋。可見(jiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。因此，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)是未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大原動(dòng)力，這與理論分析相吻合。

四、結(jié)論與政策建議

綜上可知：我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系；農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。然而，目前我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在著嚴(yán)重“錯(cuò)位”，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變并沒(méi)有引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也不明顯，從而導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)慢于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，在當(dāng)前和未來(lái)時(shí)期內(nèi)，可從如下幾方面促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)與優(yōu)化，適時(shí)調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)型。

（一）建立農(nóng)民增收的長(zhǎng)效機(jī)制，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期

首先，建立農(nóng)民增收的長(zhǎng)效機(jī)制。農(nóng)村居民消費(fèi)取決于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)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(guò)市場(chǎng)，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(shí)還要通過(guò)教育、培訓(xùn)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(fèi)預(yù)期。目前我國(guó)農(nóng)村居民面對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當(dāng)前消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄以增強(qiáng)抵御不確定的風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)調(diào)查，農(nóng)民一次大病的平均花費(fèi)7000多元，幾乎等于一個(gè)家庭一年的全部收入。⑦因此，擴(kuò)大公共財(cái)政向農(nóng)村傾斜，完善農(nóng)村教育、醫(yī)療等社會(huì)保障體制，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)信心，從而促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出及其支出結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

（二）把握農(nóng)村居民消費(fèi)熱點(diǎn)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級(jí)

消費(fèi)熱點(diǎn)反映出消費(fèi)者新的消費(fèi)愿望，構(gòu)成了消費(fèi)者對(duì)未來(lái)消費(fèi)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(fèi)逐漸升級(jí)。因此，要關(guān)注農(nóng)村居民消費(fèi)需求的新動(dòng)向，把握農(nóng)村消費(fèi)熱點(diǎn)。一方面，加強(qiáng)輿論導(dǎo)向，引導(dǎo)農(nóng)村居民合理的消費(fèi)行為。另一方面，以農(nóng)村居民消費(fèi)熱點(diǎn)為增長(zhǎng)極，適時(shí)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。這樣既能使企業(yè)生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)有效供給，又能使農(nóng)村居民消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的變化成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的強(qiáng)大動(dòng)力。所以，政府可以通過(guò)宏觀調(diào)控政策培育農(nóng)村消費(fèi)熱點(diǎn)，［3］(29)如調(diào)整財(cái)政資金的使用方向、力度和節(jié)奏，采用各種轉(zhuǎn)移支付手段來(lái)改變產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格，在農(nóng)村市場(chǎng)培養(yǎng)那些示范效應(yīng)強(qiáng)，能夠帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、輻射作用大的消費(fèi)熱點(diǎn)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

（三）以農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)為導(dǎo)向，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

首先，適時(shí)調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(chǎng)消費(fèi)需求，合理調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)的品種結(jié)構(gòu)；另一方面，根據(jù)市場(chǎng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)，發(fā)展高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)，不斷推出農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)熱點(diǎn)；同時(shí)，提高農(nóng)產(chǎn)品的科技含量，構(gòu)建優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)群體，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。其次，面向農(nóng)村消費(fèi)品市場(chǎng)調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)適合農(nóng)民消費(fèi)水平的工業(yè)消費(fèi)品。第三，大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)，加大公共財(cái)政對(duì)農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度，改善與農(nóng)民生活消費(fèi)相配套的“硬”環(huán)境和“軟”環(huán)境，提高農(nóng)村居民消費(fèi)的幸福指數(shù)。

（四）縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，促進(jìn)消費(fèi)公平

消費(fèi)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(fèi)差距，應(yīng)從合理調(diào)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(guò)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料從生產(chǎn)到銷售各個(gè)環(huán)節(jié)實(shí)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(duì)農(nóng)產(chǎn)品征收增值稅制度，應(yīng)將增值稅延伸到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，切實(shí)減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)。［4］(177-179)其次，完善農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度。數(shù)據(jù)資料分析表明：⑧農(nóng)村居民土地價(jià)值下降是城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)占有水平差距擴(kuò)大的重要原因。因此，應(yīng)從保護(hù)農(nóng)民土地權(quán)益出發(fā)，健全土地承包權(quán)流轉(zhuǎn)的方式和程序，緩解農(nóng)地關(guān)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(guò)市場(chǎng)化運(yùn)作土地資產(chǎn)在流轉(zhuǎn)中帶來(lái)增值的收益。第三，建立和完善補(bǔ)償機(jī)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(fèi)能力。

注 釋：

①中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應(yīng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)不確定性風(fēng)險(xiǎn)［EB/OL］.中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).5月中國(guó)制造業(yè)PMI為52%經(jīng)濟(jì)增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國(guó)人民大學(xué)課題組.擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)問(wèn)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(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報(bào)告［J］.中國(guó)發(fā)展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國(guó)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(xué)博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻(xiàn)：

［1］姜 濤．轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)升級(jí)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究［D］．山東大學(xué)博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開(kāi)發(fā)視角的農(nóng)民增收長(zhǎng)效機(jī)制研究――以江西為例［D］． 南昌大學(xué)博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)熱點(diǎn)培育問(wèn)題研究―基于ELES模型［J］．經(jīng)濟(jì)與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距：理論分解•現(xiàn)狀評(píng)判•對(duì)策思考［D］．吉林大學(xué)博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇4

一、我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)現(xiàn)狀

消費(fèi)結(jié)構(gòu)反映人們的消費(fèi)水平、消費(fèi)質(zhì)量、和消費(fèi)需求的滿足狀況，其變化對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)也稱“消費(fèi)革命”，是指一個(gè)社會(huì)的消費(fèi)需求的變化與發(fā)展，即代表一個(gè)消費(fèi)時(shí)代的主流商品的升級(jí)和變革的過(guò)程。所謂主流商品，也就是大多數(shù)消費(fèi)者已經(jīng)或即將把主要支付集中在其身上的商品。這里的革命更多地體現(xiàn)出的是外延型的躍遷，即從無(wú)到有的過(guò)程。當(dāng)然也包括了消費(fèi)重點(diǎn)和熱點(diǎn)的變化。

改革開(kāi)放后我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的階段性特點(diǎn)

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

一般耐用消費(fèi)品普及階段（1985 ―1991 年）。這一階段是我國(guó)城鎮(zhèn)居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進(jìn)行的第二次消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程免費(fèi)論文下載。在這次升級(jí)過(guò)程中，城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向呈明顯的上升趨勢(shì)畢業(yè)論文題目，彩色電視機(jī)、電冰箱、洗衣機(jī)是該時(shí)期的主要消費(fèi)熱點(diǎn)。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)從千元級(jí)邁向萬(wàn)元級(jí)，形成了以家用電器普及為代表的耐用消費(fèi)品熱潮。

以居住、家庭設(shè)備等為重點(diǎn)的優(yōu)化生活品質(zhì)階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國(guó)正式確立了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，商品市場(chǎng)化程度迅速提高，勞動(dòng)力等要素的市場(chǎng)化也逐步展開(kāi)，城鎮(zhèn)居民收入水平邁上新的臺(tái)階，家庭消費(fèi)呈現(xiàn)出新的變化趨勢(shì)：居民的住房消費(fèi)支出增加，居住條件得到明顯改善；空調(diào)、大容量冰箱、影碟機(jī)、組合音響、家庭影院、高清晰度彩電、中高檔樂(lè)器（如鋼琴）、健身器材、手機(jī)、個(gè)人電腦等多種新一代消費(fèi)熱點(diǎn)產(chǎn)品大量進(jìn)入尋常百姓家庭；城鎮(zhèn)居民用于通訊、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽車、教育文化、旅游等為重點(diǎn)的享受型和發(fā)展型階段（從2001 年起）。新一輪消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)是指本階段的完成過(guò)程。這一階段，家用汽車、住房至今等十萬(wàn)元至幾十萬(wàn)元的大型耐用消費(fèi)品成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注和消費(fèi)的熱點(diǎn)，以教育為龍頭的教育、通信、文化娛樂(lè)、旅游等服務(wù)類消費(fèi)大幅攀升。對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民而言，新一輪消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的本質(zhì)是生活質(zhì)量從小康向富裕的過(guò)渡和轉(zhuǎn)變。

(二)、目前我國(guó)所處的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)階段是“住行消費(fèi)革命”，顧名思義，與住行直接關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)面臨大力度的改革和發(fā)展。那么，這些產(chǎn)業(yè)即現(xiàn)階段培育出的市場(chǎng)熱點(diǎn)，已經(jīng)具備了主流商品的市場(chǎng)。但這些商品在現(xiàn)有的市場(chǎng)運(yùn)行和操作中，亟待解決的一些問(wèn)題成為其發(fā)展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國(guó)已竣工的通過(guò)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商經(jīng)營(yíng)的積壓房為9124萬(wàn)M2,市值大約為2000億元。而我國(guó)的住房消費(fèi)支出使用恩格爾系數(shù)計(jì)算不足5%，與國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)的20%相差甚遠(yuǎn)。房屋的價(jià)格畸高，需要住房的人絕非少數(shù)，卻沒(méi)有足夠的支付能力，只能表明這個(gè)市場(chǎng)還不夠發(fā)達(dá)，市場(chǎng)化程度低。在這種情況下畢業(yè)論文題目，住房信用貸款就可以緩解供需矛盾，從2000年起個(gè)人按揭貸款購(gòu)房已經(jīng)成為市場(chǎng)主流。有資料表明，個(gè)人購(gòu)買商品住房占商品房銷售總量的90%，而且代表著未來(lái)的發(fā)展趨勢(shì)。同時(shí)，商業(yè)銀行也向消費(fèi)者以自有產(chǎn)權(quán)的房屋為抵押申請(qǐng)用于裝修房屋、購(gòu)置家家電支出發(fā)放的一次性貸款。這些新的貸款辦法的出臺(tái)，在一定程度上也將這些商品的需求能量逐漸釋放，不失為一個(gè)一舉兩得的好方法。同等道理也適用于我國(guó)的轎車行業(yè)，我國(guó)目前人均保有量為20輛/萬(wàn)人，與世界平均水平的1輛/11人的差距是巨大的。當(dāng)然，也從另一個(gè)角度反映出中國(guó)轎車市場(chǎng)潛力的巨大。

二、分析方法

擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經(jīng)濟(jì)學(xué)家Luch于1973年在美國(guó)經(jīng)濟(jì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家Stone的線性支出系統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上推出的一種需求函數(shù)系統(tǒng)免費(fèi)論文下載。目前被廣泛用于對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究中，本文也將采取這一分析定量實(shí)證研究方法，用數(shù)據(jù)說(shuō)明消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)問(wèn)題及亟待解決的消費(fèi)信貸問(wèn)題。 該系統(tǒng)假定某一時(shí)期人們對(duì)各種商品(服務(wù))的需求量取決于人們的收入和各種商品的價(jià)格，而且人們對(duì)各種商品的需求分為基本需求和超過(guò)基本需求之外的需求兩部分，并且認(rèn)為基本需求與收入水平無(wú)關(guān)，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(fèi)傾向安排各種非基本消費(fèi)支出。

假設(shè)將人們的消費(fèi)支出具體劃分為I類，則各類商品的消費(fèi)支出可以用模型表示為：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

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

如果樣本數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，可用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)畢業(yè)論文題目，則可以設(shè)：

αi=Piqi-βiV0 (2)

則模型（1）可以表示為：Vi=αi+βiY (3)

對(duì)公式（2）兩端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用彈性公式計(jì)算相關(guān)系數(shù)

收入彈性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自價(jià)格彈性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互價(jià)格彈性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)支出情況（數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》）并2001年為基年進(jìn)行了處理，（表略），對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及其變化進(jìn)行定量分析。

三、消費(fèi)支出構(gòu)成分析及邊際消費(fèi)傾向?qū)嵶C分析

（一）、消費(fèi)支出構(gòu)成

表1 城鎮(zhèn)居民家庭平均全年消費(fèi)性支出的構(gòu)成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

醫(yī)療保健

交通通訊

娛樂(lè)教育文化服務(wù)

居住

雜項(xiàng)商品及服務(wù)

2000

39.18

10.01

8.79

6.36

7.9

12.56

10.01

5.17

2005

36.69

10.08

5.62

7.56

12.55

13.82

10.18

3.5

2007

36.29

10.42

6.02

6.99

13.58

篇5

3.甘肅省最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率。消費(fèi)貢獻(xiàn)率(消費(fèi)拉動(dòng)率)通常指在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中消費(fèi)需求拉動(dòng)所占的份額,計(jì)算甘肅省最終消費(fèi)貢獻(xiàn)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(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析

1．農(nóng)村居民消費(fèi)支出變動(dòng)分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)指各類消費(fèi)支出在總消費(fèi)中所占的比例，消費(fèi)結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費(fèi)，說(shuō)明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開(kāi)始消費(fèi)支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動(dòng)說(shuō)明甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出變動(dòng)分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢(shì)，到2007年的0.36，食品消費(fèi)支出已不在占據(jù)消費(fèi)支出的一半比例。說(shuō)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(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂(lè)文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度，是分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計(jì)算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)非常顯著，其中食品支出消費(fèi)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)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(fèi)結(jié)構(gòu)經(jīng)過(guò)劇烈變動(dòng)后，明顯趨于緩和變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大；醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分析

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

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

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

（0.002）（8.237）（2.469）

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

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

（1.095）（40.793）（3.908）

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

從方程中可看出，農(nóng)村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有1.74元用于消費(fèi)。既增加了暫時(shí)收入，不僅要將暫時(shí)收入全部用于消費(fèi)，同時(shí)還要拿出儲(chǔ)蓄來(lái)消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有0.87元用于消費(fèi)。

四、簡(jiǎn)要結(jié)論

1．經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)居民的收入和消費(fèi)之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，收入增加越高，消費(fèi)也會(huì)隨著增加。但是，在投資、出口和消費(fèi)等三要素當(dāng)中,消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說(shuō)明拉動(dòng)消費(fèi)仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>

2.隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)、收入提高，居民生活水平提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動(dòng)傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)當(dāng)中，食品支出消費(fèi)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來(lái)，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)劇烈變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。

3.為了鞏固消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長(zhǎng)不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開(kāi)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(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對(duì)于城市居民來(lái)講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機(jī)會(huì)作為重點(diǎn)，用擴(kuò)大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費(fèi)；四是對(duì)于城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問(wèn)題。

參考文獻(xiàn)：

篇6

隨著居民收入的逐步上升與生活質(zhì)量的不斷提高，居民生活引發(fā)的碳排放會(huì)越來(lái)越大。在國(guó)家積極探索內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，如何有效地降低居民部門對(duì)碳排放的影響，是中國(guó)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展、可持續(xù)消費(fèi)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(fèi)碳排放系數(shù)、平均消費(fèi)傾向、平均家庭規(guī)模、居民能耗結(jié)構(gòu)等[1-3]，不過(guò)不同因素影響效應(yīng)的程度與減排潛力存在明顯區(qū)別。首先，平均消費(fèi)傾向呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)，對(duì)居民生活碳排放起著明顯降低效應(yīng)，但不能依靠該因素達(dá)到降低碳排放的目的，因?yàn)檫@與國(guó)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(shì)，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開(kāi)單獨(dú)“二胎”政策，倡導(dǎo)理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來(lái)依靠縮小家庭規(guī)模以達(dá)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(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出無(wú)序的變動(dòng)態(tài)勢(shì)、各種能源比例需要進(jìn)一步升級(jí)、優(yōu)化，盡量使其對(duì)居民碳排放的影響效應(yīng)明顯化。最后，文獻(xiàn)對(duì)于碳排放強(qiáng)度對(duì)碳排放的顯著降低影響有著一致的結(jié)論[4-7]，這對(duì)研究中國(guó)居民消費(fèi)碳排放系數(shù)對(duì)其碳排放的影響效應(yīng)有重要借鑒意義，因此居民消費(fèi)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(fèi)碳排放系數(shù)取決于居民消費(fèi)水平、居民消費(fèi)模式以及居民生活用于購(gòu)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(jiǎn)而言之，與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。鑒于此，根據(jù)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的變動(dòng)特征，在考慮城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異情況下，探討前者對(duì)后者的影響效應(yīng)，并對(duì)使其降低的有效途徑進(jìn)行相應(yīng)探索是非常重要的。

1 居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的變動(dòng)

1.1 居民消費(fèi)信息熵

消費(fèi)支出用途與所占比重不同，無(wú)法綜合度量居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演變規(guī)律，信息熵可以很好地解決這個(gè)問(wèn)題。信息熵（Information Entropy）是對(duì)一種物質(zhì)或體系運(yùn)動(dòng)無(wú)序度的量化[11]，反映其變動(dòng)結(jié)構(gòu)特征。將信息熵引入居民消費(fèi)可以很好地考慮到不同消費(fèi)項(xiàng)目所占的比重，反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律。根據(jù)信息熵的計(jì)算公式，居民消費(fèi)信息熵的計(jì)算方法如下：

為居民消費(fèi)信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費(fèi)支出， 為 類居民消費(fèi)支出。 綜合考慮各種消費(fèi)支出的比重變化，反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)特征，是對(duì)居民消費(fèi)無(wú)序度的量化。數(shù)值越大，表示居民消費(fèi)無(wú)序度越大；良好的居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)是從無(wú)序向有序、由低級(jí)有序向高級(jí)有序的演變。但并不表示數(shù)值越大，相應(yīng)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)越好，而在有序的變動(dòng)過(guò)程中，趨于穩(wěn)定，才視為良好的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

1.2 居民消費(fèi)碳排放系數(shù)

借鑒生產(chǎn)總值碳排放強(qiáng)度與能源碳排放系數(shù)的定義，居民消費(fèi)碳排放系數(shù)稱為萬(wàn)元居民消費(fèi)碳排放，表示為滿足單位居民消費(fèi)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(zhì)量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費(fèi)水平（或效用）所造成的碳排放，是國(guó)家積極探索內(nèi)需啟動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、倡導(dǎo)可持續(xù)消費(fèi)模式的重要方面。

1.3 居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的動(dòng)態(tài)演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)呈現(xiàn)不同方向階段性波動(dòng)：

1985～1987年居民消費(fèi)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(fèi)限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費(fèi)信息熵有輕微下降，主要由于家庭設(shè)備用品及服務(wù)類消費(fèi)支出的比重上升，引起結(jié)構(gòu)變動(dòng)的混亂；同時(shí)家用耐用消費(fèi)品的增加，加大居民生活對(duì)能源的消耗，造成碳排放系數(shù)上升。1993～2002年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設(shè)備用品及服務(wù)等支出比重持續(xù)上升，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)處于由低級(jí)向高級(jí)的逐漸轉(zhuǎn)變過(guò)程中，居民消費(fèi)水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進(jìn)而居民生活碳排放系數(shù)持續(xù)下降。

2003～2007年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)持續(xù)升級(jí)，引發(fā)居民對(duì)住宅、汽車與家用電器等消費(fèi)熱點(diǎn)的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時(shí)期居民的平均消費(fèi)傾向整體下降，但對(duì)這幾類的消費(fèi)傾向是上升的，進(jìn)而促使這一時(shí)期居民生活碳排放系數(shù)的提高。2008～2013年居民消費(fèi)信息熵與居民生活碳排放系數(shù)呈現(xiàn)不同方向變動(dòng)，前者持續(xù)增加，能源與環(huán)境壓力的持續(xù)增強(qiáng)促使節(jié)能減排成為“十一五”規(guī)劃中重要的約束性指標(biāo)[10]，政府大力倡導(dǎo)與宣揚(yáng)可持續(xù)消費(fèi)或綠色消費(fèi)，鼓勵(lì)消費(fèi)節(jié)能型產(chǎn)品，引導(dǎo)居民生活減少對(duì)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(shí)段我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)存在差異[12]。因此，中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)如何升級(jí)、優(yōu)化調(diào)整才能促進(jìn)居民部門節(jié)能減排工作的順利進(jìn)行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數(shù)與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間呈現(xiàn)的是非線性特征，因此不能簡(jiǎn)單地應(yīng)用以往的線性模型設(shè)定兩者關(guān)系，應(yīng)該建立適合兩者真實(shí)互動(dòng)的關(guān)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(guān)系的模型，因此在考慮城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異的情況下，構(gòu)建非線性閾值協(xié)整模型，揭示中國(guó)居民生活碳排放系數(shù)因居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異不同而呈現(xiàn)機(jī)制轉(zhuǎn)移的非線性效應(yīng)。

2 理論模型

2.1 城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的泰爾系數(shù)

由于我國(guó)呈現(xiàn)二元結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平存在很大差距，而居民消費(fèi)水平受城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距的影響，因此構(gòu)建基于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型時(shí)，需要兼顧城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的差異。文獻(xiàn)中度量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平常常采用人均消費(fèi)支出，但該指標(biāo)沒(méi)有反映城鄉(xiāng)居民人口比重的變化，故計(jì)算度量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差異泰爾系數(shù)[13]，計(jì)算公式如下：

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

2. 2 閾值協(xié)整模型的設(shè)定

表示居民消費(fèi)碳排放系數(shù)， 表示居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)信息熵， 表示城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異的泰爾系數(shù)。為表征居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)居民碳排放系數(shù)呈現(xiàn)非線性影響效應(yīng)，需要定義非線性光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) ，大小位于 連續(xù)函數(shù)，反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)其碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)隨著變動(dòng)程度的不同而發(fā)生變化。其中 為閾值變量， 為機(jī)制轉(zhuǎn)移的位置。 為光滑參數(shù)，反映兩個(gè)之間平緩速度的快慢。 為閾值參數(shù)，表示機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移時(shí)閾值變量的取值。因此，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型可設(shè)定為：

3 模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

3.1 變量的單位根檢驗(yàn)

為確保數(shù)據(jù)適合構(gòu)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(guò)變量的單位根檢驗(yàn)。運(yùn)用常用的兩種單位根檢驗(yàn)方法即 與 法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，雖然居民消費(fèi)信息熵、碳排放系數(shù)與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(gè)變量是屬于一階單整序列，可以進(jìn)行下一步的操作。

3.2 有關(guān)平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 存在與形式確定的檢驗(yàn)

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

3.2.1 確定機(jī)制轉(zhuǎn)移位置參數(shù)

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

針對(duì)不同的 運(yùn)用OLS對(duì)式（2）進(jìn)行估計(jì)，根據(jù) 函數(shù)值最小確定相對(duì)最優(yōu)模型，或者擬合優(yōu)度即 最大時(shí)所對(duì)應(yīng)的 即為機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)。本文選取 的取值范圍在 ，根據(jù)表1的結(jié)果，選取 最大時(shí)對(duì)應(yīng)的 。

3.2.2 非線性檢驗(yàn)

進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，運(yùn)用基于極限分布為 的 檢驗(yàn)，原假設(shè)為不存在非線性，即展開(kāi)式中 ，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為該模型存在非線性。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果得知，拒絕存在線性的原假設(shè)，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 具體形式的確定

通常平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)形式有兩種，指數(shù)函數(shù)與邏輯函數(shù)，檢驗(yàn)方法仍是 檢驗(yàn)，不過(guò)原假設(shè)與備擇假設(shè)的設(shè)定不同，本文設(shè)定原假設(shè) ； ； [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(yàn)結(jié)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(yàn)

根據(jù)估計(jì)的平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 的形式對(duì)式（4）進(jìn)行估計(jì)，若模型估計(jì)的殘差是平穩(wěn)序列，則該模型為閾值協(xié)整模型。可以采用部分殘差進(jìn)行檢驗(yàn)[18]，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量設(shè)定為：

4 實(shí)證分析

4. 1模型的估計(jì)結(jié)果

為確定閾值參數(shù)，對(duì)式（4）進(jìn)行 迭代估計(jì)，直至殘差平方和最小，估計(jì)結(jié)果如下：

光滑函數(shù)的結(jié)果反映在考慮城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異的情況下，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民生活碳排放系數(shù)產(chǎn)生長(zhǎng)期效應(yīng)，呈現(xiàn)非線性特征。其中光滑參數(shù) ，表明這種非線性效應(yīng)機(jī)制轉(zhuǎn)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(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的非線性轉(zhuǎn)移發(fā)生在居民消費(fèi)信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費(fèi)信息熵小于估計(jì)的閾值參數(shù) ，估計(jì)的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 等于0或接近于0。居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)遵循第一機(jī)制，由 反映。1985年與2002年居民消費(fèi)信息熵分別為1.56與1.85，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異的泰爾系數(shù)分別為0.76與0.94，由于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)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(jié)果，即在居民消費(fèi)以“衣食住”為主的消費(fèi)模式，居民消費(fèi)水平還未達(dá)到小康水平，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)比較單一，處于低級(jí)變動(dòng)狀態(tài)時(shí)，對(duì)居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)為負(fù)，利于居民生活能源效率的提高。

當(dāng)居民消費(fèi)信息熵圍繞在估計(jì)的閾值參數(shù) 周圍波動(dòng)時(shí)，估計(jì)的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 介于0與1之間，從而使得居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)在第一機(jī)制與第二機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)移，由 反映，影響效應(yīng)由負(fù)向正、繼而由正向負(fù)平滑轉(zhuǎn)換。2003～2007年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費(fèi)熱點(diǎn)，消費(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)處于眾多消費(fèi)項(xiàng)目分別變動(dòng)，較為混亂的變動(dòng)狀態(tài)，尤其是高能耗消費(fèi)的增加，提高了居民生活碳排放系數(shù)。

2008～2013年居民消費(fèi)信息熵大于估計(jì)閾值參數(shù) ，估計(jì)的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 等于1或接近于1，這段時(shí)期居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)服從第二機(jī)制，由 反映。居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中各消費(fèi)項(xiàng)目呈現(xiàn)不同方向的變動(dòng)，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設(shè)備用品及服務(wù)與教育文化娛樂(lè)服務(wù)類支出為主，食品支出為輔的消費(fèi)格局。“節(jié)能減排”理念引導(dǎo)居民向低能耗與低排放的方向轉(zhuǎn)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(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)為負(fù)，有利于居民生活中節(jié)能減排。但作用程度較弱，說(shuō)明通過(guò)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)促進(jìn)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(duì)居民生活碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)

根據(jù)估計(jì)結(jié)果分別計(jì)算居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距對(duì)碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)。如圖3所示，居民城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差異的泰爾系數(shù)對(duì)居民生活碳排放系數(shù)由負(fù)效應(yīng)逐漸向正效應(yīng)轉(zhuǎn)變，并且有逐漸增加的趨勢(shì)，表明城鄉(xiāng)消費(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)居民生活碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)，呈現(xiàn)先降后升，而后由升向降平緩轉(zhuǎn)移的影響態(tài)勢(shì)，不過(guò)后續(xù)降低效應(yīng)不具有明顯性。

5 結(jié)論

在考慮城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異情況下，構(gòu)建居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型。得到主要結(jié)論如下：

第一，1985～2013年中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的長(zhǎng)期效應(yīng)，因消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)變動(dòng)，而呈現(xiàn)非線性的轉(zhuǎn)換與演變：1985～2002年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(fèi)模式，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)服從第一機(jī)制，呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。2003～2007年居民消費(fèi)中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費(fèi)項(xiàng)目，引起居民生活碳排放系數(shù)上升，這一時(shí)期居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)增加效應(yīng)，在第一機(jī)制與第二機(jī)制之間平緩轉(zhuǎn)換。2008～2013年受節(jié)能減排政策以及可持續(xù)消費(fèi)模式的影響，居民消費(fèi)逐步向低能耗、低排放方向演變，進(jìn)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(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)由負(fù)向正轉(zhuǎn)換，繼而向節(jié)能的方向演變，但負(fù)效應(yīng)不是很顯著。同時(shí)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異對(duì)居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)整體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，逐漸向正效應(yīng)演變，表明城鄉(xiāng)消費(fèi)差異不利于居民部門碳排放系數(shù)的降低。

從長(zhǎng)期上看，中國(guó)需要進(jìn)一步優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提倡可持續(xù)消費(fèi)模式、降低居民消費(fèi)碳排放系數(shù)；同時(shí)縮減城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異，提高區(qū)域消費(fèi)水平均衡化，從居民部門出發(fā)，促進(jìn)節(jié)能減排工作的順利進(jìn)行。

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篇7

消費(fèi)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成成分，是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一。鼓勵(lì)消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需有利于促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。衡量消費(fèi)需求水平可以有多種方法，消費(fèi)結(jié)構(gòu)是其中之一。消費(fèi)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的重要組成部分。消費(fèi)結(jié)構(gòu)反映人們消費(fèi)的具體內(nèi)容，反映消費(fèi)水平和消費(fèi)質(zhì)量，反映人們消費(fèi)需要的滿足狀況。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，研究消費(fèi)結(jié)構(gòu)問(wèn)題越來(lái)越重要。本文主要研究消費(fèi)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀，通過(guò)實(shí)例揭示消費(fèi)結(jié)構(gòu)的規(guī)律性，并對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，尋求合理的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，以便合理引導(dǎo)消費(fèi)，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)走可持續(xù)發(fā)展道路。

2我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局現(xiàn)行的分類標(biāo)準(zhǔn)，將城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出共分為X1-X8，共 8 類。他們分別代表食品，衣著，家庭設(shè)備用品及服務(wù)，醫(yī)療保健，交通通訊，娛樂(lè)教育文化服務(wù)，居住，雜項(xiàng)商品及服務(wù)。首先，我們從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上獲得 1981-2010 年我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭各項(xiàng)人均消費(fèi)支出及總支出的數(shù)據(jù)，然后計(jì)算每年各類支出在總的居民消費(fèi)性支出中所占的比重，以此刻畫(huà)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。

2.1食品消費(fèi)質(zhì)量提高，衣著消費(fèi)支出比重下降

食品消費(fèi)水平由過(guò)去簡(jiǎn)單的吃飽吃好，轉(zhuǎn)變?yōu)槠贩N更加豐富，營(yíng)養(yǎng)更加全面。一方面由于食品供應(yīng)的日益充足，2001年我國(guó)水果產(chǎn)量6658萬(wàn)噸，是1993年的2.211倍；油料產(chǎn)量2864.8萬(wàn)噸，是1993年的1.588倍。另一方面由于在外飲食的增加，糧食消費(fèi)比重減小，購(gòu)買量大幅度下降。2001年城鎮(zhèn)居民人均購(gòu)買糧食79.7公斤，比1989年下降40.5%；人均購(gòu)買食用油8.5公斤，比1989年增長(zhǎng)37.5%；購(gòu)買牛羊肉、家禽、蛋類、鮮奶、干鮮瓜果等都有不同幅度的增長(zhǎng)；在外飲食達(dá)到人均314.2元，比1989年增長(zhǎng)4.7倍。

2.2住房消費(fèi)比重上升較快

居住方面的消費(fèi)比重大幅上升，這是與我國(guó)住房及配套的工資制度改革緊密相關(guān)的。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場(chǎng)體系的逐步健全，住房的商品化、貨幣化程度也進(jìn)一步提高。人們用于改善居住環(huán)境方面的支出也呈較大幅度的增長(zhǎng)。所有這些，都將導(dǎo)致住房消費(fèi)比重上升。3對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行實(shí)例分析

3.1最小平方法

應(yīng)用最小平方法研究現(xiàn)象的發(fā)展趨勢(shì)，就是用一定的數(shù)學(xué)模型，對(duì)原有的動(dòng)態(tài)數(shù)列配合一條適當(dāng)?shù)内厔?shì)線來(lái)進(jìn)行修勻。它的原理就是原有數(shù)列的實(shí)際數(shù)值與趨勢(shì)線的估計(jì)數(shù)值的離差平方和為最小。用公式表示如下

∑（Y－Yc ）2最小值  式中， Y c趨勢(shì)線的估計(jì)數(shù)值；Y原有數(shù)列的實(shí)際數(shù)值

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

    上述直線方程中，a b為兩個(gè)未定參數(shù)，根據(jù)最小平方法的要求，用求偏導(dǎo)數(shù)的方法，導(dǎo)出以下聯(lián)立方程組  ∑Y= NA+ B∑T；∑TY = A∑T +B∑T2

式中，T動(dòng)態(tài)數(shù)列的時(shí)間 ；Y 動(dòng)態(tài)數(shù)列中各期水平；N 動(dòng)態(tài)數(shù)量的項(xiàng)數(shù)

3.2用最小平方法分析食品在總消費(fèi)中的比重及發(fā)展趨勢(shì)

隨著居民收入的提高，衣物消費(fèi)比例可能會(huì)逐步下降。我們通過(guò)對(duì)1997到2010年的衣物消費(fèi)做分析如下：

可知：∑Y=359.08；∑TY = -70.107；∑T2 = 60；N=9將數(shù)據(jù)帶入公式中得                                             

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

同理可得衣物消費(fèi)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂(lè)教育及文化、居住、雜項(xiàng)商品及服務(wù)的發(fā)展趨勢(shì)方程式分別為：YC=10.366-0.093T；YC=7.275-0.373T；YC=6.282+0.428T；YC=8.944+0.842T；YC=13.066+0.458T；YC=9.962+0.183T；YC=4.207-0.21T。當(dāng)T等于5，6，7，8，9時(shí)，可以算出2006至2010年各種消費(fèi)在總消費(fèi)中所占的比例。

4結(jié)論和建議 

4.1結(jié)論

從上面的分析來(lái)看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中變化最大的是交通通訊方面的消費(fèi)，呈快速上升趨勢(shì)，到2010 年這項(xiàng)消費(fèi)估計(jì)會(huì)成為我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)中最重要的部分；其次是食品消費(fèi)，在未來(lái)幾年內(nèi)食品消費(fèi)的絕對(duì)數(shù)字是上升的，但是其在總支出中所占的比重卻是下降的；在其他的諸多項(xiàng)目中，呈現(xiàn)上升趨勢(shì)的有醫(yī)療保健、居住和雜項(xiàng)，呈現(xiàn)下降趨勢(shì)的有衣著、家庭設(shè)備用品。就此給出幾點(diǎn)建議：

4.2建議

努力增加居民可支配收入，補(bǔ)償各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)體制改革給居民帶來(lái)的制度風(fēng)險(xiǎn)支出同時(shí)，完善社會(huì)保障制度改革，使居民對(duì)自己未來(lái)的消費(fèi)支出有更穩(wěn)定的預(yù)期各級(jí)政府應(yīng)該想方設(shè)法增加城市中低收入群體的可支配收入。利用稅收杠桿，增加對(duì)這部分居民的轉(zhuǎn)移支付。同時(shí)，完善社會(huì)保障制度改革，在醫(yī)療保險(xiǎn)、人身保險(xiǎn)失業(yè)救濟(jì)等方面應(yīng)增加扶持力度，讓居民對(duì)自己未來(lái)的消費(fèi)支出有穩(wěn)定的預(yù)期，從而提高居民的消費(fèi)傾向。

參  考  文  獻(xiàn)

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篇8

一、山西省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的歷史演變過(guò)程

截至目前，山西省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)大致經(jīng)歷了三次升級(jí)換代，消費(fèi)結(jié)構(gòu)由層進(jìn)式向漸進(jìn)式不斷拓展升級(jí)。

第一次是改革開(kāi)放初期，由于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制羈絆的解除，山西市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的潛在能量在改革開(kāi)放初期迅速得到釋放，長(zhǎng)期受供給制束縛的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)能力也迅速擴(kuò)張。以衣著為代表的紡織行業(yè)和以“三轉(zhuǎn)一響”的“老四件”，即自行車、縫紉機(jī)、手表和收音機(jī)為代表的輕工產(chǎn)品消費(fèi)量迅速增長(zhǎng)，在居民消費(fèi)中占有重要地位。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化也引起了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，其中，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值分別由1978年的18．2億元、51．5億元、18．3億元增加到1985年的42．3億元、120．1億元、56．7億元，三次產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改變?yōu)?985年的19．31％：58．84％：21．89％。這次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)標(biāo)志著山西省居民生活進(jìn)入溫飽時(shí)期。

第二次是80年代末到90年代末，以彩電、洗衣機(jī)、電冰箱、錄音機(jī)為主要代表的“新四件”成為集中的消費(fèi)熱點(diǎn)，并迅速普及。1981年我省城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶擁有彩電0．6臺(tái)、洗衣機(jī)6臺(tái)、電冰箱0．2臺(tái)、錄音機(jī)13臺(tái)，剛剛開(kāi)始進(jìn)入萌芽期；到1998年時(shí)，彩電擁有量107臺(tái)，洗衣機(jī)增加到91臺(tái)，電冰箱增加到76臺(tái)，已基本達(dá)到飽和期。而帶動(dòng)這一變化的，則是居民收入的增長(zhǎng)，從1978年到1985年，山西省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入僅從301．4元增長(zhǎng)到595．3元，而到1999年，這一數(shù)字已經(jīng)增長(zhǎng)到4342．6元。居民消費(fèi)的快速增長(zhǎng)，大大推動(dòng)了山西經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之有了較大的變動(dòng)，山西第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比例關(guān)系已經(jīng)由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改變?yōu)?000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)標(biāo)志著山西省城鎮(zhèn)居民生活進(jìn)一步提高，開(kāi)始步入小康社會(huì)。

第三次是目前我們所經(jīng)歷的以“住”、“行”為主要消費(fèi)特征的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)階段，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)分別從2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城鎮(zhèn)居民用于吃、穿、用和其他商品服務(wù)的消費(fèi)支出比重下降，用于住、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)服務(wù)消費(fèi)的比重上升，它們由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分別上升為2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中變化最為顯著的是醫(yī)療保健和交通通訊消費(fèi)的迅速增加。這說(shuō)明隨著人們生活水平的顯著提高，居民更加注重身體健康，醫(yī)療保健支出增加較快，交通通訊和信息消費(fèi)成為近年來(lái)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的亮點(diǎn)。同時(shí)，隨著農(nóng)民收入水平不斷提高，農(nóng)民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了明顯變化，傳統(tǒng)的以吃穿住為主的溫飽型消費(fèi)傾向得以改變，呈現(xiàn)出生活消費(fèi)多樣化和向享受型變化的新趨勢(shì)。農(nóng)村居民用于吃、穿、住、用的消費(fèi)支出比重下降，用于醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)的比重上升，變化最為顯著的是交通通訊和文教娛樂(lè)消費(fèi)的迅速增加。2005年農(nóng)村居民交通通訊人均支出所占比重為8．54％，比2000年上升了4．29個(gè)百分點(diǎn)，文化教育娛樂(lè)人均支出所占比重為14．89％，比2000年上升了3．11個(gè)百分點(diǎn)。這表明山西農(nóng)民在吃穿住用方面得到極大改善后生活消費(fèi)增量主要投向了享受和發(fā)展方向。這次居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)標(biāo)志著山西居民生活開(kāi)始向全面小康社會(huì)邁進(jìn)。

總體上看，山西居民家庭消費(fèi)已經(jīng)擺脫了追求溫飽及生存消費(fèi)階段，消費(fèi)結(jié)構(gòu)在加速升級(jí)換代，由過(guò)去的滿足基本生存消費(fèi)向發(fā)展型、享受型消費(fèi)層次轉(zhuǎn)化。

二、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶來(lái)的機(jī)遇

根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，一個(gè)國(guó)家居民消費(fèi)一旦升級(jí)到以“住”與“行”為主要內(nèi)容的階段，消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的勢(shì)能就是持久強(qiáng)大的，因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是由需求、以技術(shù)為主的供給和比較優(yōu)勢(shì)三方面因素所決定的，而消費(fèi)需求決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的強(qiáng)制力量。目前山西消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)正在向縱深發(fā)展，這為山西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整帶來(lái)難得的發(fā)展機(jī)遇。如果能夠順勢(shì)利導(dǎo)，就能給山西省的經(jīng)濟(jì)帶來(lái)長(zhǎng)期的景氣與繁榮。消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)換代給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來(lái)以下機(jī)遇：

第一，消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)換代的層次性和階段性為優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來(lái)機(jī)遇。隨著山西居民收入水平的提高，其需求結(jié)構(gòu)也會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化，這種變化累積到一定程度就促成居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)換代，這直接影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。在消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的初級(jí)階段，食品、服裝類消費(fèi)支出在居民消費(fèi)中占有很大比重，由此帶動(dòng)了輕、紡工業(yè)的較快發(fā)展；在第二次消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)階段，電冰箱、洗衣機(jī)等家庭耐用品開(kāi)始進(jìn)入居民家庭，這對(duì)電子、鋼鐵、機(jī)械制造等行業(yè)產(chǎn)生了強(qiáng)大的驅(qū)動(dòng)力；現(xiàn)階段即第三次消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)時(shí)期，人們?nèi)找骊P(guān)注“住”與“行”，用在“住”與“行”等方面的支出大幅度增加，直接推動(dòng)了建筑、汽車及其相關(guān)行業(yè)的迅猛發(fā)展，并且由于受產(chǎn)業(yè)鏈效應(yīng)的影響，人們的生活必需品消費(fèi)范圍也在發(fā)生變化，這種變化不僅影響著生產(chǎn)和消費(fèi)資料的構(gòu)成，而且還影響著全省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

第二，熱點(diǎn)消費(fèi)品的產(chǎn)業(yè)鏈效應(yīng)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來(lái)機(jī)遇。目前正在進(jìn)行的第三次消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要標(biāo)志就是以商品房和私家車為代表的大宗商品開(kāi)始家庭化。住房、汽車等商品的產(chǎn)業(yè)鏈比較長(zhǎng)，它們的消費(fèi)可以帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計(jì)資料測(cè)算，由于汽車產(chǎn)業(yè)鏈很長(zhǎng)，輻射面廣，能帶動(dòng)鋼鐵、機(jī)械、電子、橡膠、玻璃、化工、建筑、服務(wù)及其他56個(gè)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；住宅業(yè)的發(fā)展能帶動(dòng)建筑、建材、冶金等50多個(gè)物質(zhì)生產(chǎn)部門20多個(gè)大類近200種產(chǎn)品的發(fā)展，另外，住宅行業(yè)每吸納100個(gè)人就業(yè)，可以帶動(dòng)相關(guān)行業(yè)200個(gè)人就業(yè)。可見(jiàn)汽車、住房等熱點(diǎn)消費(fèi)品的拉動(dòng)作用范圍廣、層次高，與社會(huì)生產(chǎn)和人民生活關(guān)系密切，啟動(dòng)并合理控制這些熱點(diǎn)消費(fèi)品的市場(chǎng)導(dǎo)向?qū)ι轿魇‘a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整大有裨益。

第三，教育文化、交通通訊、醫(yī)療保健等消費(fèi)熱點(diǎn)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供智力支持。隨著居民生活水平的提高，人們對(duì)教育文化、交通通訊和醫(yī)療保健的消費(fèi)支出持續(xù)上漲，并且消費(fèi)的規(guī)模逐漸擴(kuò)大。在這種情況下，一方面這些產(chǎn)業(yè)利用自身創(chuàng)造的價(jià)值來(lái)提高自己在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重，提升自己的地位，并且通過(guò)帶動(dòng)其他相關(guān)行業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造間接價(jià)值和就業(yè)機(jī)會(huì)；另一方面，由于這些行業(yè)包含較高的智力和科技因素，因此它們的發(fā)展必將為山西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整注入活力，提高山西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的科技含量，成為山西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的“智力裝配部”。

三、山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀與存在的問(wèn)題

新消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，對(duì)山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提出了更高的要求。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2005年山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布情況：第一產(chǎn)業(yè)6．3％，第二產(chǎn)業(yè)56．3％，第三產(chǎn)業(yè)37．4％。山西第一產(chǎn)業(yè)比重低于全國(guó)6.1個(gè)百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)比重高于全國(guó)9.0個(gè)百分點(diǎn)，第三產(chǎn)業(yè)比重低于全國(guó)2.9個(gè)百分點(diǎn)。可見(jiàn)，山西省經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)仍為傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有典型的資源型、初級(jí)化特征，表現(xiàn)為以能源原材料工業(yè)為主，并高度依賴煤炭。煤炭、冶金、電力、煉焦和建材五大行業(yè)的增加值和利稅占全省工業(yè)企業(yè)的70％以上。但隨著經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，這種產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的弊端日益顯現(xiàn)出來(lái)：

第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。山西現(xiàn)有的一萬(wàn)多個(gè)工業(yè)企業(yè)主要依靠煤礦生產(chǎn)，以至于在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以至資源配置上，形成少見(jiàn)的單一格局。重工業(yè)的比重太大，而且效益又低。隨著國(guó)內(nèi)煤炭市場(chǎng)的滑坡，煤價(jià)下降，2003年一年僅煤價(jià)下降因素就使山西損失3O多億。一旦煤礦經(jīng)營(yíng)出現(xiàn)危機(jī)或者因資源枯竭被迫關(guān)閉，就會(huì)導(dǎo)致山西經(jīng)濟(jì)的徹底癱瘓。處理不好，就會(huì)影響社會(huì)穩(wěn)定，進(jìn)而影響改革和發(fā)展的大局。

第二，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比重小。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在山西經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中所占的比重很小，最主要原因可歸結(jié)為三個(gè)方面：其一，引進(jìn)高新技術(shù)的環(huán)境還不夠?qū)捤桑瑢?duì)投資商主動(dòng)到山西來(lái)投資還缺乏足夠的吸引力；其二，思想觀念轉(zhuǎn)變得還不夠快，思路還沒(méi)有拓寬；其三，對(duì)電視、電臺(tái)、報(bào)刊、互聯(lián)網(wǎng)等新聞媒體的信息選擇和利用還不夠重視。

第三，人才缺乏。在人才技術(shù)方面，缺乏“人才培養(yǎng)一技術(shù)創(chuàng)新一技術(shù)改造一人才培養(yǎng)”的完整科研體系。人才是知識(shí)的載體，技術(shù)是發(fā)展的動(dòng)力，要加速實(shí)現(xiàn)工業(yè)結(jié)構(gòu)順利轉(zhuǎn)型必須依靠人才體系。根據(jù)經(jīng)濟(jì)需要培養(yǎng)創(chuàng)新人才，將人才價(jià)值有效地轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)價(jià)值，將最終產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)價(jià)值用于人才培養(yǎng)，形成一條可持續(xù)發(fā)展的良性的“人才一產(chǎn)業(yè)一人才”相互扶持道路。

第四，數(shù)據(jù)信息化產(chǎn)業(yè)落后。信息化是我國(guó)加快實(shí)現(xiàn)工業(yè)化、城市化和現(xiàn)代化的必然選擇。在數(shù)據(jù)信息方面，山西缺乏專業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)資源共享化，這將導(dǎo)致重復(fù)數(shù)據(jù)信息測(cè)量，造成不必要的資源浪費(fèi)，政府在“企業(yè)一科研一院校”問(wèn)扮演“聯(lián)絡(luò)員”而不是“指導(dǎo)員”的角色，更新行政人員成為加速發(fā)展的當(dāng)務(wù)之急。

第五，環(huán)境污染嚴(yán)重。環(huán)保意識(shí)薄弱和環(huán)保法制觀念缺乏是當(dāng)前企業(yè)的嚴(yán)重問(wèn)題。與嚴(yán)重污染相對(duì)應(yīng)的是山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理和工業(yè)企業(yè)技術(shù)裝備落后，生產(chǎn)方式粗放。山西作為能源重化工基地，以煤炭開(kāi)采和加工利用為主的產(chǎn)業(yè)占到工業(yè)總產(chǎn)值的70％以上；企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品大多是原料型、粗放型，消耗資源多，科技含量低，經(jīng)濟(jì)效益差，污染嚴(yán)重。山西省萬(wàn)元工業(yè)產(chǎn)值能耗和煙塵排放均居全國(guó)第一，癌癥和職業(yè)病發(fā)病率也高于我國(guó)其他地區(qū)。

四、對(duì)策及建議

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的飛速發(fā)展，山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中存在的問(wèn)題在一定程度上影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，將嚴(yán)重削弱山西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的后勁和潛力。因此，大力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是山西經(jīng)濟(jì)社會(huì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的迫切要求。

第一，加快山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。就是要繼續(xù)加強(qiáng)第一產(chǎn)業(yè)，調(diào)整和提高第二產(chǎn)業(yè)，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。第一產(chǎn)業(yè)主要是調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)向質(zhì)量效益型轉(zhuǎn)變，使農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)登上新臺(tái)階，商品化、專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化的程度明顯提高，綜合生產(chǎn)能力和抗御自然災(zāi)害的能力顯著增強(qiáng)。第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)升級(jí)是要解決以采掘?yàn)橹鞯某跫庸ぁ⒌透郊又怠⒌图夹g(shù)含量帶來(lái)的低效益、高污染的問(wèn)題。加快傳統(tǒng)工業(yè)和老工業(yè)基地的技術(shù)改造和設(shè)備更新，加速淘汰落后設(shè)備和工藝，加快信息化、網(wǎng)絡(luò)化、數(shù)字化步伐。積極發(fā)展生物工程及新材料、新能源等高新技術(shù)，努力培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重點(diǎn)是加快發(fā)展新興第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)信息、文化、教育、旅游、社區(qū)服務(wù)和法律、審計(jì)、會(huì)計(jì)、咨詢等中介服務(wù)組織的發(fā)展。

第二，樹(shù)立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)觀念。消費(fèi)需求是引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向盤。山西要抓住人們消費(fèi)需求發(fā)生變化、要求提高生活質(zhì)量的機(jī)遇，按照市場(chǎng)需求，積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品的優(yōu)化組合，扶植戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，增加短缺產(chǎn)品的產(chǎn)量，減少過(guò)剩產(chǎn)品的產(chǎn)量，確保產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同市場(chǎng)需求相適應(yīng)，形成最優(yōu)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為經(jīng)濟(jì)總量持續(xù)增長(zhǎng)、市場(chǎng)供求關(guān)系的改善創(chuàng)造條件。

第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程發(fā)展速度的基本因素，科技投入的數(shù)量和質(zhì)量是直接決定區(qū)域經(jīng)濟(jì)能否快速健康發(fā)展。山西省科技創(chuàng)新后備力量不足，而且從事“科技一經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)化的專業(yè)技術(shù)人員偏少，這直接阻礙了本地區(qū)科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，造成科研與產(chǎn)品的脫節(jié)，降低了實(shí)用性科研能力。

篇9

消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一。2008年按支出法計(jì)算，河南省國(guó)民生產(chǎn)總值18473.14億元，居全國(guó)第五位，最終消費(fèi)支出為7759.33億元項(xiàng)目管理論文，占國(guó)民生產(chǎn)總值的42.0%（最終消費(fèi)率），低于全國(guó)最終消費(fèi)率平均水平6.6個(gè)百分點(diǎn)，居全國(guó)第25位。2007年河南省政府消費(fèi)支出2011.27億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的13.4%（政府消費(fèi)率），居民消費(fèi)支出4820.00億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的32.1%（居民消費(fèi)

圖1 河南省消費(fèi)不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家H.錢納里等實(shí)證研究，政府消費(fèi)率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費(fèi)率符合H.錢納里的標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費(fèi)率卻遠(yuǎn)低于標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)中的居民消費(fèi)率大于60%的水平論文服務(wù)。在居民消費(fèi)支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出為8837.46元項(xiàng)目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國(guó)平均水平4.5個(gè)百分點(diǎn)，居全國(guó)倒數(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計(jì)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(guó)糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進(jìn)入小康層次，消費(fèi)方式已經(jīng)開(kāi)始由生存型向享受發(fā)展型轉(zhuǎn)變，基生活消費(fèi)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(fèi)低是才是問(wèn)題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費(fèi)模型分析

1、非基本生活消費(fèi)的概念及界定

生活消費(fèi)按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費(fèi)和非基本生活消費(fèi)，基本生活消費(fèi)是維持勞動(dòng)力再生產(chǎn)所必須的、最低限度的消費(fèi)。非基本生活消費(fèi)則是基本生活消費(fèi)的對(duì)稱，是超出維持勞動(dòng)力再生產(chǎn)所必需的消費(fèi)。一般而言項(xiàng)目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費(fèi)的條件下，才有可能發(fā)展非基本生活消費(fèi)。本文參考了《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)大辭典》的合理詞義解釋部分，并對(duì)非基本生活消費(fèi)做了一定的延伸和補(bǔ)充論文服務(wù)。非基本生活消費(fèi)是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費(fèi)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(zhì)消費(fèi)、精神消費(fèi)和勞務(wù)消費(fèi)的總稱。生活消費(fèi)支出、基本消費(fèi)支出、非基本生活消費(fèi)支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費(fèi)的模型構(gòu)建

假定某一時(shí)期人們對(duì)各種商品(服務(wù))的需求量取決于人們的收入，而且人們對(duì)各種商品的需求分為基本需求和超過(guò)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(fèi)傾向安排各種非基本消費(fèi)支出。非基本生活消費(fèi)的ELES模型需求函數(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費(fèi)傾向，滿足：0

對(duì)模型的進(jìn)行變形：

令V=；a=；b=

對(duì)方程式進(jìn)行回歸可得a*和b*，進(jìn)一步可求出：

3、非基本生活消費(fèi)的計(jì)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(fèi)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(quán)最小二乘估計(jì)（WLS）法對(duì)方程參數(shù)進(jìn)行回歸估計(jì)項(xiàng)目管理論文，權(quán)重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測(cè)值，R2為方程的可決系數(shù)論文服務(wù)。

通過(guò)EVIEWS軟件進(jìn)行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的回歸估計(jì)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(fèi)ELES模型的回歸估計(jì)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(fèi)ELES模型的回歸估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)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(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

匯總回歸方程估計(jì)結(jié)果，通過(guò)Excel軟件處理結(jié)果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)居民基本消費(fèi)和非基本消費(fèi)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(lái)源：1994-2009年河南省統(tǒng)計(jì)年鑒

二、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達(dá)到8837.46元，基本生活消費(fèi)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(fèi)也從1992年人均542.5352

圖2城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)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(fèi)的變化趨勢(shì)比較緩慢，而非基本生活消費(fèi)的上升趨勢(shì)較明顯。其中，2001年非基本生活消費(fèi)在首次超過(guò)基本生活消費(fèi)，雖然在2002年有所下降項(xiàng)目管理論文，但是在2003年非基本生活消費(fèi)又超過(guò)基本生活消費(fèi)，并逐漸擴(kuò)大差距，截至2008年非基本生活消費(fèi)已超出基本生活消費(fèi)2096.006元。

2、增量投向與拉動(dòng)分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(fèi)支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費(fèi)增量（BLC）的波動(dòng)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(xiàng)目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻(xiàn)率總體呈下降趨勢(shì)，說(shuō)明基本生活費(fèi)已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費(fèi)增量不同，非基本生活消費(fèi)（NBLC）波動(dòng)比較明顯，總體呈逐步增加趨勢(shì)，說(shuō)明非基本生活消費(fèi)受外界影響較大，也是拉動(dòng)增量增長(zhǎng)的主力論文服務(wù)。增量投向比與貢獻(xiàn)率也能很好的說(shuō)明這一點(diǎn)，非基本生活消費(fèi)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(shì)比較明顯，貢獻(xiàn)率也從1993年的4.7的百分點(diǎn)擴(kuò)大至2008年9.8個(gè)百分點(diǎn)。分析的結(jié)果（表2）表明非基本生活消費(fèi)的拉動(dòng)潛力比基本生活消費(fèi)大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增量投向與貢獻(xiàn)率比單位：元、%

年份項(xiàng)目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻(xiàn)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(fèi)、非基本生活消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)的貢獻(xiàn)率。CR1=g*BLC/CE項(xiàng)目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g(shù)=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型分析

1、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型構(gòu)建

建立預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)模型需要對(duì)預(yù)期收入的形成機(jī)制做出某種假定，本文主要采用自適應(yīng)預(yù)期模型，假定消費(fèi)主體對(duì)收入的預(yù)期是通過(guò)一種簡(jiǎn)單的學(xué)習(xí)過(guò)程而形成的，其機(jī)理是，消費(fèi)主體會(huì)根據(jù)自己過(guò)去在作預(yù)期收入時(shí)所犯的錯(cuò)誤的程度，來(lái)修正他們以后每一時(shí)期的預(yù)期收入，用數(shù)學(xué)式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預(yù)期收入，λ為適應(yīng)系數(shù)，0≤ λ≤1項(xiàng)目管理論文，模型的推導(dǎo)過(guò)程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應(yīng)過(guò)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(duì)（4）式一階自回歸模型進(jìn)行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計(jì)值，代入（4）式可求出模型估計(jì)值。

2、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的實(shí)證分析

1）通過(guò)eviews軟件分析得出以下回歸結(jié)果[④]：

表3 自適應(yīng)預(yù)期模型回歸結(jié)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(yàn)

德賓h檢驗(yàn)：

通過(guò)excel軟件計(jì)算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結(jié)果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設(shè)??=0，說(shuō)明該回歸模型不存在一階自相關(guān)。

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：

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(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好論文服務(wù)。由回歸的結(jié)果可以看出t(b0*)=6.749687項(xiàng)目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預(yù)期收入對(duì)非基本消費(fèi)有顯著影響，當(dāng)預(yù)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(fèi)。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平已達(dá)到富裕層次，通過(guò)基本消費(fèi)與非基本消費(fèi)支出的趨勢(shì)描述以及各自的增量投向與拉動(dòng)分析，可知基本生活消費(fèi)支出已經(jīng)趨于穩(wěn)定，非基本生活消費(fèi)是擴(kuò)大消費(fèi)居民消費(fèi)的關(guān)鍵，從回歸的結(jié)果看，預(yù)期收入對(duì)非基本生活消費(fèi)有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預(yù)期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的著力點(diǎn)。

參考文獻(xiàn)

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨勢(shì)分析[J] 統(tǒng)計(jì)與決策，1999（02）

篇10

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，我國(guó)面臨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展需求，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展所帶動(dòng)的刺激消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用愈加重要。作為服務(wù)業(yè)的主要部分，商貿(mào)流通服務(wù)體系構(gòu)建，能夠涵蓋餐飲業(yè)、倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)以及交通運(yùn)輸?shù)扰c商品流通相關(guān)的活動(dòng)，營(yíng)造更好的消費(fèi)環(huán)境，充分釋放消費(fèi)需求。近年來(lái)，在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑下，我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)取得了長(zhǎng)足的發(fā)展，農(nóng)村與城鎮(zhèn)的融合性發(fā)展，導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距逐漸減小，促進(jìn)了城鄉(xiāng)消費(fèi)的提升。2015年我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額高達(dá)30萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)十分之一。基于新型城鎮(zhèn)化背景研究商貿(mào)流通服務(wù)體系構(gòu)建，有助于促進(jìn)我國(guó)流通市場(chǎng)的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型與發(fā)展，通過(guò)協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)我國(guó)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化與結(jié)構(gòu)升級(jí)，最終實(shí)現(xiàn)我國(guó)擴(kuò)大內(nèi)需的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康發(fā)展。 

新型城鎮(zhèn)化背景下我國(guó)商貿(mào)流通服務(wù)發(fā)展進(jìn)程及現(xiàn)狀 

（一）我國(guó)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程 

隨著2014年《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020）》正式出臺(tái)，我國(guó)首批新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)城市名單公布，我國(guó)正式步入新型城鎮(zhèn)化發(fā)展階段。如圖1所示，在國(guó)家發(fā)展政策以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的雙重推動(dòng)下，我國(guó)城鎮(zhèn)化比例從36.22%上升到56.10%，年均增長(zhǎng)率為1.24%。但從我國(guó)城鎮(zhèn)化的內(nèi)部發(fā)展?fàn)顩r來(lái)看，則存在較大的不均衡性。在我國(guó)東部地區(qū)以及一些省會(huì)城市，其城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平整體較高。一些中西部小城鎮(zhèn)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平則較為滯后。城鎮(zhèn)化發(fā)展的差異性一方面與城鎮(zhèn)發(fā)展的必然規(guī)律有關(guān)，另一方面也與中小城市的基礎(chǔ)流通業(yè)不發(fā)達(dá)有關(guān)。 

根據(jù)《2015-2020年中國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)路徑與投資戰(zhàn)略規(guī)劃分析報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，截至2014年底，我國(guó)大陸人口總量已經(jīng)超過(guò)13億人，與2013年相比，增加了710多萬(wàn)人，其中常住城鎮(zhèn)人口將近75000萬(wàn)人，約為總?cè)丝诘?5%。1978-2014年間我國(guó)城鎮(zhèn)常住居民數(shù)量從最初的1.7億上升到7.5億，城鎮(zhèn)化比率從18%上升到55%。2015年11月國(guó)家發(fā)改委再次公布第二批新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)，具體包括59個(gè)城市地區(qū)，并主要致力于中小城市的培育與綠色智能城鎮(zhèn)發(fā)展，以及農(nóng)民融入城市和產(chǎn)城融合等方面。加快新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展建設(shè)，一方面符合我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型的需求，另一方面也有助于穩(wěn)定我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。 

（二）我國(guó)商貿(mào)流通服務(wù)發(fā)展現(xiàn)狀 

如表1、圖2所示，我國(guó)GDP總量和商貿(mào)流通服務(wù)產(chǎn)業(yè)總額均不斷攀升，2015年GDP總量是2004年的4.23倍，商貿(mào)流通服務(wù)產(chǎn)業(yè)總額增長(zhǎng)接近八倍。從行業(yè)發(fā)展角度而言，規(guī)模以上流通企業(yè)數(shù)量也在不斷提升，增加了66家之多。從增長(zhǎng)比例來(lái)看，全社會(huì)商貿(mào)流通服務(wù)產(chǎn)業(yè)總額的增長(zhǎng)比，明顯優(yōu)于GDP總量。我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的迅速發(fā)展，主要受益于宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及全社會(huì)對(duì)流通業(yè)的需求量和需求層次。 

如表2所示，在城鄉(xiāng)商貿(mào)流通額方面，農(nóng)村商貿(mào)流通業(yè)總額與城市商貿(mào)流通業(yè)總額存在著明顯的差距，雖然近年來(lái)農(nóng)村商貿(mào)流通業(yè)總額不斷攀升，但是與城市商貿(mào)流通業(yè)總額的差距巨大。根據(jù)調(diào)查了解與文獻(xiàn)資料的整理發(fā)展，我國(guó)農(nóng)村商貿(mào)流通服務(wù)體系的發(fā)展，也明顯落后于城市地區(qū)，需要通過(guò)不斷構(gòu)建雙向協(xié)調(diào)發(fā)展的城鄉(xiāng)商貿(mào)流通服務(wù)體系，才更有助于推動(dòng)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。 

新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)商貿(mào)流通服務(wù)發(fā)展的作用機(jī)理 

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)發(fā)展將有助于改變居民消費(fèi)習(xí)慣與消費(fèi)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而為商貿(mào)流通業(yè)的組織結(jié)構(gòu)帶來(lái)本質(zhì)改變，帶動(dòng)商貿(mào)流通服務(wù)體系的現(xiàn)代化發(fā)展與構(gòu)建。當(dāng)前居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)個(gè)性化與多樣化發(fā)展需求，我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)力將在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑中得到釋放，進(jìn)而促使農(nóng)村商貿(mào)流通市場(chǎng)得到轉(zhuǎn)型升級(jí)發(fā)展機(jī)遇。 

（一）新型城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的直接性作用 

在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑中，透過(guò)城鎮(zhèn)居民收入水平的不斷提高，居民消費(fèi)需求也將不斷提升，對(duì)產(chǎn)品的品質(zhì)需求提出了更高的要求。在家用電器與耐用品等產(chǎn)品消費(fèi)環(huán)節(jié)，城鎮(zhèn)居民更加注重產(chǎn)品的售后服務(wù)品質(zhì)，這將有助于推動(dòng)商貿(mào)流通服務(wù)體系的構(gòu)建。與此同時(shí)，城鄉(xiāng)雙向商貿(mào)流通的互動(dòng)發(fā)展，將有助于整合商貿(mào)流通系統(tǒng)的供應(yīng)鏈資源，為新型城鎮(zhèn)化背景下的商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)鏈條及相關(guān)產(chǎn)業(yè)帶來(lái)發(fā)展動(dòng)力，有助于推動(dòng)商貿(mào)流通體系的現(xiàn)代化發(fā)展。隨著人口數(shù)量與消費(fèi)規(guī)模的不斷增加，新型城鎮(zhèn)化背景下商貿(mào)流通的經(jīng)營(yíng)模式將獲得創(chuàng)新發(fā)展，通過(guò)流通業(yè)態(tài)模式的市場(chǎng)化發(fā)展，才更有利于加快城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。居民消費(fèi)方式與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，將帶動(dòng)商貿(mào)流通服務(wù)體系的信息化、多樣化發(fā)展，迎合市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展需求。 

篇11

1.1研究背景

消費(fèi)是社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要環(huán)節(jié)，但是近來(lái)，外部需求下降，過(guò)去對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度達(dá)20%的出口部門面臨嚴(yán)峻的收縮局面，實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)模出現(xiàn)萎縮。從數(shù)據(jù)來(lái)看，中國(guó)已隨全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入下行周期，經(jīng)濟(jì)增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場(chǎng)預(yù)期的9.7%，主要體現(xiàn)在出口與房地產(chǎn)兩架引擎同時(shí)放緩。

圖12006年1月-2009年6月GDP走勢(shì)圖

為了彌補(bǔ)出口下降對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響以及增強(qiáng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力，宏觀政策將著力于擴(kuò)大內(nèi)需，而在擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求的構(gòu)成中，擴(kuò)大消費(fèi)尤其重要。若想增加消費(fèi)，保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、持久的增長(zhǎng)，就必須對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特征、演變規(guī)律和發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行研究。

1.2消費(fèi)結(jié)構(gòu)概念的界定

本文中的消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設(shè)備與用品、醫(yī)療保健、交通與通訊、文教娛樂(lè)、雜項(xiàng)開(kāi)支在總消費(fèi)支出中的比例關(guān)系。

2消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素

2.1社會(huì)保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）

居民消費(fèi)預(yù)期支出的不確定性，不僅減少了即期消費(fèi)支出，而且會(huì)抑制消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，致使消費(fèi)結(jié)構(gòu)中應(yīng)有的一些消費(fèi)需求熱點(diǎn)無(wú)法顯現(xiàn)。社會(huì)保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應(yīng)不同層次人群的消費(fèi)需求，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，啟動(dòng)多元消費(fèi)市場(chǎng)。本文以社會(huì)保障支出總額占GDP的比重作為社會(huì)保障水平的測(cè)算。數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來(lái)。

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

居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與其消費(fèi)觀念和消費(fèi)習(xí)慣密切相關(guān)。在理論上，一個(gè)人受教育程度越高，其消費(fèi)觀念越科學(xué)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的層次越高。本文用受過(guò)普通高等教育的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比重作來(lái)衡量中國(guó)居民的受教育水平。數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來(lái)。

2.3技術(shù)進(jìn)步（Researchanddepartment，RD）

本文用研究與開(kāi)發(fā)的投入量占GDP的比重來(lái)表示中國(guó)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的投入力度，作為影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的一個(gè)因素。數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來(lái)。

2.4利率（Rate，R）

本文選用金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率作為影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素。數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)金融年鑒》。

2.5人口結(jié)構(gòu)——撫養(yǎng)比率（DependencyRatio，DR）

一般來(lái)說(shuō)，通過(guò)人口結(jié)構(gòu)可以反映出一個(gè)國(guó)家的大體的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)狀況。當(dāng)論及這一問(wèn)題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結(jié)構(gòu)是指一個(gè)人口集團(tuán)（或群體）在某一時(shí)點(diǎn)上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總?cè)丝谥兴急戎兀梢员砻魅丝诎l(fā)展類型和速度，反映勞動(dòng)年齡人口和被撫養(yǎng)人口的比例等。人口年齡結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化，將對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化產(chǎn)生影響。

本文將撫養(yǎng)比包括少年兒童與老年人口的總撫養(yǎng)比，即少年兒童和老年人口總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重作為重要的指標(biāo)選入模型。數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來(lái)。

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

城市化率是指市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍Ｒ话愣裕鞘新试礁甙殡S的消費(fèi)結(jié)構(gòu)層次越高，本文將城市率作為衡量消費(fèi)結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要因素。數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來(lái)。

3中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)分析

表1中國(guó)居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成比單位：%

年份

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

食品

41.67

40.35

42.58

41.94

43.20

33.25

40.05

40.23

衣著

8.94

8.97

7.30

7.29

7.08

8.88

7.59

7.65

居住

10.46

10.18

12.68

12.26

11.43

17.25

12.67

14.95

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

5.90

5.96

5.47

5.44

5.38

5.97

5.48

5.17

醫(yī)療保健

7.24

7.85

7.49

7.96

8.22

7.71

11.40

9.09

交通通信

10.81

11.35

10.19

10.82

11.09

12.82

11.97

11.08

教育文化娛樂(lè)服務(wù)

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

雜項(xiàng)商品與服務(wù)

4.66

4.83

3.21

2.66

2.67

2.72

2.73

2.79

資源來(lái)源:由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》2001-2008計(jì)算所得

圖2中國(guó)居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成I圖3中國(guó)居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成II（比重）

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

從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)說(shuō)：

年人均食品消費(fèi)支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見(jiàn)中國(guó)居民的消費(fèi)能力已得到極大提高，食品消費(fèi)比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國(guó)際上常用恩格爾系數(shù)來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)人民生活水平的狀況。根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見(jiàn)，中國(guó)居民總體上實(shí)現(xiàn)了小康目標(biāo)，這主要是由城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平快速提升拉動(dòng)的，但是城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達(dá)到了國(guó)際衡量標(biāo)準(zhǔn)中的富裕階段，間接反映出中國(guó)的城鄉(xiāng)差距在不斷擴(kuò)大。

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

衣著消費(fèi)支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費(fèi)比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預(yù)測(cè)，在未來(lái)的幾年內(nèi)，中國(guó)居民衣著消費(fèi)比重將呈平穩(wěn)下降趨勢(shì)。但由于衣著消費(fèi)的絕對(duì)量在增加，人們?cè)谝轮M(fèi)中更加追趕時(shí)髦，更注意質(zhì)量和款式。這些均表明中國(guó)居民消費(fèi)水平在提高。

2007年人均家庭用品消費(fèi)支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費(fèi)結(jié)構(gòu)組成中最大的，這說(shuō)明中國(guó)居民消費(fèi)能力已得到極大提高。但其消費(fèi)比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說(shuō)明大部分家庭己經(jīng)購(gòu)買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態(tài)。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，高科技耐用家電產(chǎn)品的生命周期越來(lái)越短，對(duì)耐用消費(fèi)品更新?lián)Q代的速度必將越來(lái)越快。

醫(yī)療保健、交通通訊消費(fèi)增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說(shuō)明因?yàn)槿丝诮Y(jié)構(gòu)老齡化、人們的保健意識(shí)增強(qiáng)以及城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革使個(gè)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)適當(dāng)增強(qiáng)。后者說(shuō)明為方便生活，節(jié)省時(shí)間的現(xiàn)代通訊工具和交通工具迅速進(jìn)入居民家庭。

娛樂(lè)文教消費(fèi)總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說(shuō)明中國(guó)居民文化娛樂(lè)活動(dòng)更加豐富多彩，用于娛樂(lè)消費(fèi)、旅游支出都有明顯增長(zhǎng)。隨著工作強(qiáng)度的加大和生活節(jié)奏的加快，城鎮(zhèn)居民越來(lái)越注重閑暇時(shí)的娛樂(lè)，諸如旅游、度假等已成為消費(fèi)熱點(diǎn)。并且由于獨(dú)生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對(duì)子女培養(yǎng)教育的投入。還有就是，隨著科技發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，人們對(duì)自身學(xué)歷的提高越來(lái)越重視。但從消費(fèi)比率來(lái)看，文教娛樂(lè)的消費(fèi)比重開(kāi)始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國(guó)家提出從2006年開(kāi)始全部免除西部地區(qū)農(nóng)村義務(wù)教育階段學(xué)生學(xué)雜費(fèi)，2007年擴(kuò)大到中部和東部地區(qū)的政策有關(guān)。

4中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析

本章節(jié)首先對(duì)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變量，包括社會(huì)保障水平、受教育水平、技術(shù)進(jìn)步、利率、人口結(jié)構(gòu)、城市化水平，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；接著把這些變量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變量包括食品、居住、文教娛樂(lè)、醫(yī)療保健、衣著、交通通訊、雜項(xiàng)，放在一起進(jìn)行因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)分析。

4.1單位根檢驗(yàn)

表2消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素單位：%

年份

SS

GHEP

RD

R

DR

UR

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

36

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

38

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

39

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

41

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

42

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

43

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

44

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

45

注:SS是社會(huì)保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總?cè)丝跀?shù)的比重；RD是研究與開(kāi)發(fā)的投入量占GDP的比重；R是金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重；UR是市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

利用EViews3.1對(duì)上述6個(gè)變量進(jìn)行單位根(ADF)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

表3:變量ADF檢驗(yàn)

變量名稱

ADF檢驗(yàn)值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(SS(-1)，2)

-2.965013

0.0251

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

D(GHEP(-1))

-1.926497

0.0954

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(RD(-1))

-2.127608

0.0709

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(R(-1))

-2.940666

0.0217

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(DR(-1))

-2.743578

0.0288

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(UR(-1)，2)

-8.660254

0.0001

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗(yàn)結(jié)果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩(wěn)的，而SS、UR是二階平穩(wěn)的，同時(shí)也說(shuō)明這些變量本身是不平穩(wěn)的。因此，不能對(duì)這些變量直接進(jìn)行回歸，本文采取因果檢驗(yàn)與相關(guān)系數(shù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

4.2因果檢驗(yàn)與相關(guān)系數(shù)分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設(shè)備與用品、醫(yī)療保健、交通與通訊、文教娛樂(lè)、雜項(xiàng)開(kāi)支在總消費(fèi)支出中的比例作為中國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。

用Eviews3.1對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表7。

表4:結(jié)構(gòu)變量ADF檢驗(yàn)

變量名稱

ADF檢驗(yàn)值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(Y1(-1))

-3.725314

0.0204

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y2(-1))

-3.116793

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y3(-1))

-4.947263

0.0078

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y4(-1)，2)

-3.598566

0.0368

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y5(-1))

-4.353490

0.0073

(0，0，0)

-3.1714

-2.0056

-1.6458

D(Y6(-1)，2)

-3.603050

0.0367

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y7(-1))

-3.118931

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y8(-1)，2)

-6.285693

0.0081

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

在10%的顯著性水平下，結(jié)構(gòu)變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩(wěn)的，Y4、Y6是二階平穩(wěn)的，同時(shí)說(shuō)明這些結(jié)構(gòu)變量本身是不平穩(wěn)的。

4.2.1食品結(jié)構(gòu)變量影響因素

表5:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素Granger因果檢驗(yàn)

變量

零假設(shè)

滯后期

F

P

結(jié)論

Y1

SS不是Y1的格蘭杰原因

2

0.01579

0.98457

接受

SS

Y1不是SS的格蘭杰原因

2

67.1668

0.08596

拒絕

Y1

GHEP不是Y1的格蘭杰原因

1

4.53328

0.1003

拒絕

GHEP

Y1不是GHEP的格蘭杰原因

1

0.03207

0.86658

接受

Y1

RD不是Y1的格蘭杰原因

1

0.54146

0.50265

接受

RD

Y1不是RD的格蘭杰原因

1

0.42696

0.54914

接受

Y1

R不是Y1的格蘭杰原因

1

1.49549

0.28849

拒絕

R

Y1不是R的格蘭杰原因

1

0.17164

0.69991

接受

Y1

DR不是Y1的格蘭杰原因

1

0.06458

0.81192

接受

DR

Y1不是DR的格蘭杰原因

1

0.01062

0.92288

接受

Y1

UR不是Y1的格蘭杰原因

2

0.92002

0.59339

接受

UR

Y1不是UR的格蘭杰原因

2

0.04539

0.95748

接受

從因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是食品支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數(shù)是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是食品支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、R兩個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y1與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表6:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y1(總消費(fèi)中食品消費(fèi)占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數(shù))，且起到負(fù)的作用。這主要是由于高等教育人口指數(shù)越大，中國(guó)的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費(fèi)觀念更加科學(xué)化，在保證基本的物質(zhì)消費(fèi)條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費(fèi)絕對(duì)量增長(zhǎng)的同時(shí)其比重呈下降趨勢(shì)。

但由于中國(guó)人口眾多，平均消費(fèi)水平還比較低，尤其是廣大農(nóng)村地區(qū)，其消費(fèi)水平僅達(dá)到溫飽，正處于向小康社會(huì)奔進(jìn)的發(fā)展階段，食品支出在消費(fèi)總支出中依然處于主導(dǎo)地位，現(xiàn)階段食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)與教育水平等變量的相關(guān)性還不是很顯著。

4.2.2衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是衣著支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養(yǎng)比是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，選擇DR來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y2與其的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表7:衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

DR

Y2

-0.7059

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y2(總消費(fèi)中衣著消費(fèi)占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比）且起到負(fù)的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費(fèi)大于當(dāng)期收入的人群，缺乏收入作為消費(fèi)的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費(fèi)壓力也越大，用于衣著這類可多消費(fèi)可少消費(fèi)的物品來(lái)說(shuō)其在總消費(fèi)支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對(duì)衣著品牌和款式的追求也不是十分強(qiáng)烈。

4.2.3居住結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數(shù)是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)進(jìn)步率即研究與開(kāi)發(fā)投入占GDP總值的比重是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術(shù)進(jìn)步率是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、RD、UR三個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y3與這三個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表8:居住結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y3(總消費(fèi)中居住消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數(shù)越大，技術(shù)進(jìn)步率越高，人們的生產(chǎn)力水平越高，伴隨的收入越多，對(duì)住房這類高消費(fèi)需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農(nóng)村居民進(jìn)入城市謀求發(fā)展，對(duì)住房的需求也十分強(qiáng)烈。

4.2.4家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:社會(huì)保障支出總額占GDP的比重是家庭設(shè)備與用品支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會(huì)保障水平指數(shù)是家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；研究與開(kāi)發(fā)投入占GDP的比重是家庭設(shè)備與用品支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術(shù)進(jìn)步率是家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇SS、RD兩個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y4與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表9:家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y4(總消費(fèi)中家庭設(shè)備與用品消費(fèi)占的比重)有影響的主要有SS(社會(huì)保障水平指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)，且都起到負(fù)的作用。這可能是因?yàn)椋鐣?huì)保障水平越高，國(guó)家對(duì)居民的相關(guān)補(bǔ)助越多，像家電下鄉(xiāng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民購(gòu)買家庭設(shè)備與用品可以減免13%的費(fèi)用，由當(dāng)?shù)卣块T給予補(bǔ)償?shù)取Ａ硗猓夹g(shù)越進(jìn)步，家庭設(shè)備與用品越先進(jìn)，其耐用性越高，當(dāng)人們已經(jīng)購(gòu)買了所需家庭設(shè)備用品后自然不會(huì)再輕易購(gòu)買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗(yàn)出的相關(guān)性不是十分顯著。

4.2.5醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:受到普通高等教育的人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重是醫(yī)療保健支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數(shù)是醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是醫(yī)療保健支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、UR兩個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y5與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表10:醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y5(總消費(fèi)中醫(yī)療保健消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因?yàn)槠胀ǜ叩冉逃丝谥笖?shù)越大，人們受教育水平越高，越注重對(duì)身體的健康保養(yǎng)，另外，城市化進(jìn)程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫(yī)療保健水平，但其消費(fèi)價(jià)格也較高。

4.2.6交通與通訊結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是交通與通訊支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數(shù)是交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、R兩個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y6與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表11:交通與通訊結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y6(總消費(fèi)中交通與通訊消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、R(金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負(fù)的作用。高等教育人口指數(shù)越大，中國(guó)的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對(duì)交通與通訊的需求越強(qiáng)烈。另外，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率越低，人們用于儲(chǔ)蓄的資金越少，消費(fèi)越旺盛，汽車、手機(jī)、電腦等交通與通訊設(shè)備已成為消費(fèi)的熱點(diǎn)，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。

但由于交通與通訊設(shè)備的使用期較長(zhǎng)，已經(jīng)購(gòu)買了的消費(fèi)者除非特別的愛(ài)好與追求不會(huì)再輕易購(gòu)買同類產(chǎn)品，因此受各因素的影響有限，相關(guān)性不是十分顯著。

4.2.7文教娛樂(lè)結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是文教娛樂(lè)支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數(shù)是文教娛樂(lè)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)進(jìn)步率是文教娛樂(lè)支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術(shù)進(jìn)步率是文教娛樂(lè)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是文教娛樂(lè)支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是文教娛樂(lè)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂(lè)支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂(lè)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、RD、R、UR四個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y7與這四個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表12:文教娛樂(lè)結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

RD

R

UR

Y7

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y7(總消費(fèi)中文教娛樂(lè)消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)，且起到負(fù)的作用。這可能是與近幾年國(guó)家實(shí)行的教學(xué)娛樂(lè)改革有關(guān)，國(guó)家越來(lái)越重視教育娛樂(lè)事業(yè)的發(fā)展，在教育娛樂(lè)方面的投入越高，居民個(gè)人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步率對(duì)文教娛樂(lè)結(jié)構(gòu)變量起負(fù)的作用。

雖然，現(xiàn)在的家庭更加重視文化培養(yǎng)和生活?yuàn)蕵?lè)，對(duì)教育質(zhì)量和生活樂(lè)趣的投入越來(lái)越大，但由于家庭人口數(shù)的減少，越來(lái)越多的是3口之家，文教娛樂(lè)消費(fèi)在總消費(fèi)中的比重變化不大，且其也具有一定的消費(fèi)剛性，受到各因素的影響有限，相關(guān)性并不十分顯著。

4.2.8雜項(xiàng)開(kāi)支結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是雜項(xiàng)支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是雜項(xiàng)開(kāi)支消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個(gè)因素來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。Y8與這個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表13:雜項(xiàng)開(kāi)支結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

DR

Y8

-0.9049

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對(duì)Y8(總消費(fèi)中雜項(xiàng)開(kāi)支消費(fèi)占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比)，且起到負(fù)的作用。這可能是因?yàn)樯倌陜和c老年人口的撫養(yǎng)比越大，生活壓力越大，將收入來(lái)源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項(xiàng)上面的開(kāi)支自然受到約束，其在消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重自然越小。

4.3小結(jié)

社會(huì)保障指數(shù)、普通高等教育人口指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步率、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比、城市化率，通過(guò)這些變量的單根檢驗(yàn)以及與消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量的因果檢驗(yàn)及相關(guān)系數(shù)的分析，結(jié)果顯示(下面“+”表示影響因素對(duì)結(jié)構(gòu)變量正的影響，“-”表示影響因素對(duì)結(jié)構(gòu)變量負(fù)的影響)：

（1）影響食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(-)；

（2）影響衣著消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

（3）影響居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、技術(shù)進(jìn)步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(+)、城市化率(+)；

（4）影響家庭設(shè)備與用品消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是社會(huì)保障水平指數(shù)(-)、技術(shù)進(jìn)步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

（5）影響醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、城市化率(+)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(-)；

（6）影響交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(-)；

（7）影響文教娛樂(lè)消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(-)、技術(shù)進(jìn)步率(-)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(+)；

（8）影響雜項(xiàng)開(kāi)支消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

5結(jié)論及政策建議

本文通過(guò)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量及影響因素變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、因果關(guān)系及相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)分析，得出影響中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)各自的主要因素，針對(duì)上面分析的結(jié)果，給出以下建議：

1、對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整要兼顧不同因素的綜合影響

2、推進(jìn)教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度

3、進(jìn)一步實(shí)施計(jì)劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養(yǎng)比的進(jìn)一步擴(kuò)大

4、加大科技投入，完善社會(huì)保障制度，提高人們的生活品質(zhì)

5、降低利率，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)

6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次

參考文獻(xiàn)1 王芳.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的典型相關(guān)分析.經(jīng)濟(jì)縱橫，2007(2):106-107

2 張黎鷗.我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素分析及預(yù)測(cè)研究.現(xiàn)代商業(yè)，2007(24):230-231

3 晏民春，楊桂元.近十年我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究.統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2004(3):72-76

篇12

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2014）01-049-03

居民消費(fèi)需求在拉動(dòng)一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用非常顯著。居民消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用既有直接的，也有間接的影響，這為人們所共知。如果不考慮對(duì)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響因素的話，那么，消費(fèi)的實(shí)際增長(zhǎng)，就直接表現(xiàn)為一國(guó)或地區(qū)GDP的增長(zhǎng)。因?yàn)椋用竦南M(fèi)需求對(duì)一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要表現(xiàn)為消費(fèi)的增長(zhǎng)就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要組成部分，因而成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最基本要素。因此，消費(fèi)的形成過(guò)程也就是GDP的形成過(guò)程。消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響，指的是消費(fèi)的變動(dòng)直接影響其他經(jīng)濟(jì)變量，還會(huì)通過(guò)消費(fèi)的變動(dòng)間接地影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的總量。

既然居民消費(fèi)需求的變化對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)主體和宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行會(huì)產(chǎn)生直接和間接的影響，因而，居民消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的定性分析要從“宏觀”和“微觀”兩個(gè)角度來(lái)分析。本文著眼于居民的消費(fèi)需求，重點(diǎn)探討居民消費(fèi)需求和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者之間的聯(lián)系。

一、宏觀視角下消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析

市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)是需求導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，居民的消費(fèi)需求是通過(guò)購(gòu)買消費(fèi)品而表現(xiàn)出來(lái)的特定需求能力，這實(shí)質(zhì)上是市場(chǎng)對(duì)消費(fèi)品的現(xiàn)實(shí)需要。這種需求的層次愈高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率就愈大，決定著一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的發(fā)展和轉(zhuǎn)變。正是在消費(fèi)需求的影響下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式才得以不斷地向前發(fā)展。

1.消費(fèi)需求的水平、規(guī)模和速度決定一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水平、規(guī)模和速度。作為凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論重點(diǎn)的消費(fèi)需求理論，建立在有效需求決定國(guó)民收入的基礎(chǔ)上，國(guó)民收入是反映的是一國(guó)或地區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的綜合指標(biāo)，人均國(guó)民收入直接反映一國(guó)或地區(qū)人民生活水平的綜合指標(biāo)。國(guó)民收入反映不同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系，更能反映居民的消費(fèi)水平。從各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開(kāi)消費(fèi)需求，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)作用無(wú)可替代。由居民收入決定的消費(fèi)需求和國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間存在必然聯(lián)系。根據(jù)收入決定理論——?jiǎng)P恩斯模型，需求的增加并不能導(dǎo)致供給的增加，但社會(huì)總產(chǎn)出水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的幅度取決于社會(huì)總需求的強(qiáng)度。因此可以得出，消費(fèi)需求的水平、規(guī)模和速度決定著一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水平、規(guī)模和速度。

2.居民消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)決定一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)。恩格爾定理告訴我們，隨著居民收入水平的不斷提高，其消費(fèi)的支出結(jié)構(gòu)由原來(lái)的購(gòu)買吃、穿等必須的生活必需品為主轉(zhuǎn)向購(gòu)買高檔的、耐用消費(fèi)品。而個(gè)人消費(fèi)的結(jié)構(gòu)變化直接影響生產(chǎn)消費(fèi)資料的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)——不僅影響生產(chǎn)消費(fèi)資料產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成，而且還影響一國(guó)或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在賣方市場(chǎng)中，生產(chǎn)商主導(dǎo)，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定消費(fèi)結(jié)構(gòu)。而在買方市場(chǎng)中，是消費(fèi)者主導(dǎo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定不了消費(fèi)結(jié)構(gòu)。通過(guò)消費(fèi)，產(chǎn)品的價(jià)值才能得以實(shí)現(xiàn)，生產(chǎn)過(guò)程才能得以實(shí)現(xiàn)。商品的使用價(jià)值實(shí)現(xiàn)不了，即不為社會(huì)所需，那么生產(chǎn)就沒(méi)有必要，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也只能是紙上談兵。所以，從消費(fèi)為生產(chǎn)提供動(dòng)力的角度看，消費(fèi)決定生產(chǎn)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。可以說(shuō)消費(fèi)產(chǎn)生著需要，而消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生需求結(jié)構(gòu)。消費(fèi)者選擇消費(fèi)品，形成個(gè)人消費(fèi)結(jié)構(gòu)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)通過(guò)不同的需求結(jié)構(gòu)制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，且決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展變化。不僅不斷地促進(jìn)消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展，還可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的有效增長(zhǎng)。因此說(shuō)，消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)，合理的消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)不僅為一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)創(chuàng)造條件，也為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奠定基礎(chǔ)。

3.消費(fèi)需求影響投資和生產(chǎn)規(guī)模。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中加速原理（加速作用）表明，收入或消費(fèi)的變動(dòng)會(huì)引起投資的劇烈變動(dòng)。一方面，為了滿足消費(fèi)需求的增長(zhǎng)，社會(huì)會(huì)調(diào)動(dòng)各種因素予以滿足，出于利益的驅(qū)動(dòng)，各企業(yè)也會(huì)動(dòng)用各種資源增加生產(chǎn)，擴(kuò)大規(guī)模，這必然要增加投資，而投資的增加又要求擴(kuò)大生產(chǎn)資料的生產(chǎn)，這必然又要增加投資，說(shuō)明消費(fèi)需求的增加會(huì)導(dǎo)致投資需求的增加。另一方面，消費(fèi)需求產(chǎn)生新的生產(chǎn)需要，成為生產(chǎn)商的動(dòng)力，而生產(chǎn)又為消費(fèi)提供消費(fèi)的對(duì)象。因此，生產(chǎn)創(chuàng)造消費(fèi)，決定著消費(fèi)的性質(zhì)、方式，即生產(chǎn)創(chuàng)造出按特定方式進(jìn)行消費(fèi)的消費(fèi)者。消費(fèi)需求產(chǎn)生了一系列的連帶生產(chǎn)的需求和投資的需求，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。可見(jiàn)，消費(fèi)需求的增加導(dǎo)致生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大，消費(fèi)需求帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

二、微觀視角下居民消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析

在微觀層面上，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要體現(xiàn)在“資源調(diào)配”的作用上，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著影響作用。因?yàn)椋M(fèi)需求的變化必然會(huì)引起消費(fèi)者和生產(chǎn)者的各自行為的變化，不僅會(huì)改變消費(fèi)者的購(gòu)買意愿、方式，還會(huì)改變生產(chǎn)者的投資決策、企業(yè)生產(chǎn)策略。

1.消費(fèi)需求的變化改變生產(chǎn)者的投資的規(guī)模和方向。在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中，產(chǎn)品的最終實(shí)現(xiàn)有賴于消費(fèi)的最終完成。可以說(shuō)，居民的消費(fèi)需求是促使企業(yè)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式選擇、投資方向決策、生產(chǎn)方式變革的決定性力量。與此同時(shí)，消費(fèi)需求也對(duì)社會(huì)生產(chǎn)提出要求，為生產(chǎn)提供直接目的和動(dòng)力。企業(yè)存在的最重要的要素就是要?jiǎng)?chuàng)造利潤(rùn)，而企業(yè)追逐利潤(rùn)的結(jié)果，最終都會(huì)使其處于消費(fèi)需求的約束下進(jìn)行生產(chǎn)的擴(kuò)張。而消費(fèi)需求對(duì)企業(yè)的約束，必將使企業(yè)都要改變固有、傳統(tǒng)的管理模式，逐步在投資的規(guī)模、方向等方面走上強(qiáng)化科學(xué)管理、注重產(chǎn)品質(zhì)量與科技含量的“集約型”增長(zhǎng)軌道，進(jìn)而助推經(jīng)濟(jì)的總體增長(zhǎng)。

2.消費(fèi)需求的變化改變消費(fèi)選擇，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。影響消費(fèi)需求的因素多種多樣，但最重要的是“消費(fèi)能力”和“消費(fèi)意愿”。消費(fèi)能力指受收入和購(gòu)買的商品相對(duì)價(jià)格的影響的消費(fèi)者的貨幣支付能力，其在消費(fèi)者的消費(fèi)決策中具有舉足輕重的地位。消費(fèi)意愿指在物價(jià)、利率及收入水平等情況下，居民傾向于消費(fèi)的程度，是一定時(shí)期社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的真實(shí)反映。它與消費(fèi)支出、收入預(yù)期呈正相關(guān)，即在同等收入條件下，消費(fèi)意愿越強(qiáng)，消費(fèi)支出越多。消費(fèi)者意愿的變化是動(dòng)機(jī)、預(yù)期、傾向等心理因素共同作用的結(jié)果。消費(fèi)意愿和消費(fèi)能力的變化直接影響消費(fèi)者的消費(fèi)行為。譬如，當(dāng)消費(fèi)者受到某種刺激時(shí)，其內(nèi)在的需求就被激活而衍化成一種消費(fèi)動(dòng)力，從而推動(dòng)消費(fèi)者去尋找自己所需要的東西，進(jìn)而作出購(gòu)買決策，產(chǎn)生購(gòu)買行為。消費(fèi)者的購(gòu)買行為是企業(yè)生命，涉及到企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品能否被社會(huì)認(rèn)可的大問(wèn)題。消費(fèi)意愿在消費(fèi)者的消費(fèi)決策中的作用不可小視。

三、擴(kuò)大居民消費(fèi)需求的對(duì)策建議

消費(fèi)需求、投資需求及出口需求，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大動(dòng)力。這其中，消費(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本性和最重要的動(dòng)力。因?yàn)椋M(fèi)需求既是內(nèi)生需求，又是最終性需求，而投資需求是引導(dǎo)性需求，出口需求是外生需求。消費(fèi)需求不僅有很高的可調(diào)控性，而且其所占比重越大，抗擊風(fēng)險(xiǎn)的能力就越強(qiáng)。我國(guó)人口眾多，居民消費(fèi)有很大的市場(chǎng)。因此，擴(kuò)大居民消費(fèi)需求，對(duì)應(yīng)對(duì)外部風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，現(xiàn)實(shí)意義重大。

增加居民消費(fèi)，最本質(zhì)的就是要更多地增加居民的可支配收入，切實(shí)提高居民收入水平，進(jìn)而提高居民的現(xiàn)實(shí)購(gòu)買力。

1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉動(dòng)居民消費(fèi)的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是擴(kuò)大消費(fèi)需求的前提，更是促進(jìn)消費(fèi)的根本措施。需要重點(diǎn)提及的是，首先要重點(diǎn)增加和提高農(nóng)民的現(xiàn)實(shí)收入，努力促進(jìn)農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)；其次要努力增加城鎮(zhèn)中低收入者的收入，進(jìn)一步擴(kuò)大就業(yè)。只有實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的大幅度就業(yè)，居民收入才有穩(wěn)定來(lái)源，才能使消費(fèi)主體增加有支付能力的需求。而要實(shí)現(xiàn)居民收入的不斷增長(zhǎng)，國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長(zhǎng)是重中之重。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，這需要國(guó)家推行差異性經(jīng)濟(jì)政策，改變當(dāng)前收入分配不均衡格局。收入是影響居民消費(fèi)的最直接、最重要的因素，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的多少直接取決于收入水平，因此，當(dāng)前擴(kuò)大居民的消費(fèi)首先就要切實(shí)增加城鄉(xiāng)居民的實(shí)際收入。

2.切實(shí)轉(zhuǎn)變居民對(duì)消費(fèi)理念的認(rèn)識(shí)。受傳統(tǒng)觀念的影響，我國(guó)人們更多地存在著“先積累、后消費(fèi)”的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念。多年以來(lái)，城鄉(xiāng)的居民消費(fèi)傾向偏低，而儲(chǔ)蓄傾向則很高，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的消費(fèi)理念和消費(fèi)行為以及消費(fèi)政策的反映仍然根深蒂固。為此，政府應(yīng)徹底擺脫計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制觀念的影響，真正確立與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的消費(fèi)理念。轉(zhuǎn)變消費(fèi)政策，積極鼓勵(lì)和大力提倡居民消費(fèi)。在調(diào)節(jié)市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行上，應(yīng)著力實(shí)行消費(fèi)啟動(dòng)。提高存款稅率，弱化居民儲(chǔ)蓄偏好。應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到，居民消費(fèi)需求不足，會(huì)嚴(yán)重制約地方經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。要采取有效措施，加強(qiáng)對(duì)居民消費(fèi)的宣傳教育，轉(zhuǎn)變居民消費(fèi)觀念；要適應(yīng)信息技術(shù)發(fā)展的新形勢(shì)，大力倡導(dǎo)信用消費(fèi)，加快信息服務(wù)業(yè)發(fā)展，擴(kuò)大信息產(chǎn)品及網(wǎng)絡(luò)服務(wù)的供給，促進(jìn)信息服務(wù)的市場(chǎng)化。要從稅收體系、信用體系、社會(huì)保障體系建設(shè)等方面入手，提供更加完備的消費(fèi)環(huán)境，間接刺激居民的消費(fèi)。

3.培育居民新的消費(fèi)熱點(diǎn)，擴(kuò)大居民消費(fèi)。消費(fèi)熱點(diǎn)會(huì)帶動(dòng)居民的消費(fèi)需求，這已為實(shí)踐所證明，因此培養(yǎng)居民新的消費(fèi)熱點(diǎn)就顯得尤為重要。2008年的金融危機(jī)后，我國(guó)把“擴(kuò)大內(nèi)需”作為“保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的根本途徑。政府要進(jìn)一步完善居民消費(fèi)政策，對(duì)目前已經(jīng)形成的消費(fèi)熱點(diǎn)，要積極促進(jìn)和正確引導(dǎo)。

當(dāng)前，居民消費(fèi)熱點(diǎn)主要表現(xiàn)在以下幾方面：

一是文化消費(fèi)。文化消費(fèi)是一種典型的非物質(zhì)追求活動(dòng)，是指用文化產(chǎn)品或服務(wù)滿足居民精神需求的消費(fèi)，包括教育、文化娛樂(lè)、體育健身、旅游觀光等。文化消費(fèi)取決于生產(chǎn)力的發(fā)展、居民收入水平的提高。隨著當(dāng)今科學(xué)技術(shù)水平的提高，文化消費(fèi)已提高居民消費(fèi)層次和質(zhì)量、促進(jìn)人的全面發(fā)展的關(guān)鍵要素。為此，要正確引導(dǎo)樹(shù)立科學(xué)的文化消費(fèi)觀念，即要引導(dǎo)居民樹(shù)立先進(jìn)的文化觀；引導(dǎo)居民樹(shù)立有意義的文化價(jià)值觀；引導(dǎo)居民樹(shù)立科學(xué)合理的文化消費(fèi)觀。要強(qiáng)化對(duì)文化消費(fèi)的調(diào)控，增加享受文化消費(fèi)，擴(kuò)大發(fā)展文化消費(fèi)。政府財(cái)政應(yīng)資助傳統(tǒng)文化、先進(jìn)文化消費(fèi)、對(duì)外文化宣傳，向基層、低收人和特殊群體提供免費(fèi)文化服務(wù)。要加強(qiáng)文化消費(fèi)的法律法規(guī)建設(shè)，使消費(fèi)者文化消費(fèi)權(quán)益得到有效保護(hù)。要強(qiáng)化文化消費(fèi)的管理，要從體制、制度、職能、程序、方法、手段上進(jìn)行合理管理，實(shí)行行政監(jiān)督、司法監(jiān)督、社會(huì)監(jiān)督、輿論監(jiān)督相結(jié)合，實(shí)行行政手段、法律手段、經(jīng)濟(jì)手段的有機(jī)結(jié)合，為引導(dǎo)文化消費(fèi)和文化產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展提供依據(jù)。

這里，尤其要提及的是旅游消費(fèi)，隨著《旅游法》的出臺(tái)，對(duì)旅游業(yè)沖擊會(huì)更大，持續(xù)時(shí)間會(huì)更長(zhǎng)。但對(duì)促進(jìn)旅游業(yè)的規(guī)范、健康發(fā)展，創(chuàng)造了有利條件，意義重大。今后應(yīng)引導(dǎo)居民把消費(fèi)視點(diǎn)轉(zhuǎn)移到自身素質(zhì)提高上來(lái)，開(kāi)辟出旅游業(yè)發(fā)展的新空間。

二是住房消費(fèi)。住房是居民最基本、最主要、負(fù)擔(dān)最大的生活資料，而且普通居民的需求呈剛性。當(dāng)前國(guó)家對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的調(diào)控，主要以打壓投資、投機(jī)為主，筆者認(rèn)為這是治標(biāo)而不是治本之策。因?yàn)椋瑔渭兇驂海浜蠊厝皇菧p少住房的供應(yīng)。而在現(xiàn)行利益格局下，影響政府財(cái)政更是必然，因而難以持續(xù)。老百姓手里有一定的游動(dòng)資金，是個(gè)客觀存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供應(yīng)，但只增加保障房的供應(yīng)和商品房的供應(yīng)，仍然解決不了中低等收入群體的問(wèn)題，所以還必須要考慮更大規(guī)模地改革住房制度，把滿足居民合理居住條件愿望和發(fā)揮房地產(chǎn)支柱產(chǎn)業(yè)作用結(jié)合起來(lái)，盡可能地減輕居民合理購(gòu)買自住普通商品房負(fù)擔(dān)，發(fā)揮房地產(chǎn)在擴(kuò)大內(nèi)需中的積極作用，進(jìn)而從根本上解決城市居民的住房問(wèn)題。住房產(chǎn)業(yè)還可帶動(dòng)建材、冶金、機(jī)械、化工、林業(yè)以及室內(nèi)裝飾業(yè)和家用電器業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

三是服務(wù)消費(fèi)。在我國(guó)，服務(wù)消費(fèi)具備強(qiáng)大的結(jié)構(gòu)性增長(zhǎng)空間，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入的逐步提高，服務(wù)的消費(fèi)，特別是大中城市的服務(wù)消費(fèi)將會(huì)成為下一輪擴(kuò)大消費(fèi)的重點(diǎn)。諸如社區(qū)商業(yè)、物業(yè)、家政服務(wù)、老年服務(wù)產(chǎn)業(yè)等。大力發(fā)展服務(wù)產(chǎn)業(yè)，不僅能夠直接拉動(dòng)內(nèi)需，增加就業(yè)，而且還能為地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整創(chuàng)造有利條件。

四是汽車消費(fèi)。目前，我國(guó)已進(jìn)入汽車私人消費(fèi)的快速增長(zhǎng)期。汽車產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大，不僅直接拉動(dòng)消費(fèi)，還可以拉動(dòng)鋼鐵、石化、輕工等機(jī)械制造業(yè)。因此，國(guó)家把汽車產(chǎn)業(yè)列入十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃之一。政府應(yīng)在擴(kuò)大汽車需求、改善汽車消費(fèi)環(huán)境，完善汽車消費(fèi)政策，減免使用環(huán)節(jié)征收的各項(xiàng)費(fèi)用等方面予以重點(diǎn)關(guān)注，從而加快我國(guó)汽車進(jìn)入家庭的步伐。

五是信息消費(fèi)。國(guó)務(wù)院《關(guān)于促進(jìn)信息消費(fèi)擴(kuò)大內(nèi)需的若干意見(jiàn)》（國(guó)發(fā)〔2013〕32號(hào)）指出：“我國(guó)市場(chǎng)規(guī)模龐大，正處于居民消費(fèi)升級(jí)和信息化、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化加快融合發(fā)展的階段，信息消費(fèi)具有良好發(fā)展基礎(chǔ)和巨大發(fā)展?jié)摿Α！毙畔⑾M(fèi)是一種直接或間接以信息產(chǎn)品和信息服務(wù)為消費(fèi)對(duì)象的消費(fèi)活動(dòng)。當(dāng)前，信息消費(fèi)伴隨著人們生活的改善和收入的提高，成為追求生活高質(zhì)量的一種必然選擇，潛力巨大。

信息消費(fèi)不僅具有效益功能，更具有強(qiáng)大的福利功能，因此成為居民消費(fèi)的重中之重。信息消費(fèi)具有滿足人們的生活需要，提高生活質(zhì)量，增進(jìn)人們的快樂(lè)、健康和幸福的作用。發(fā)展居民的信息消費(fèi)，有利于提高消費(fèi)力，擴(kuò)大消費(fèi)規(guī)模，優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提高消費(fèi)質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)文明進(jìn)步。當(dāng)前我國(guó)居民信息消費(fèi)發(fā)展還很不平衡，政府必須在加快信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、提高居民的信息消費(fèi)能力、引導(dǎo)信息消費(fèi)等方面作更多更艱苦的努力。要積極發(fā)展電子商務(wù)，大力發(fā)展信息網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)與金融、物流、現(xiàn)代制造業(yè)等有機(jī)融合。

[本文為沈陽(yáng)市社科聯(lián)2013年度民生課題“居民消費(fèi)需求對(duì)沈陽(yáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)實(shí)證分析及擴(kuò)大內(nèi)需的對(duì)策研究”（立項(xiàng)編號(hào)：sysk2013-07-20）研究成果。]

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篇13

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了巨大的跨越式發(fā)展，居民消費(fèi)水平得到了極大的提高。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)居民消費(fèi)額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數(shù)由0.54降低到2012年的0.36，農(nóng)村恩格爾系數(shù)由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的進(jìn)步，居民消費(fèi)水平得到了顯著提高。

關(guān)于居民消費(fèi)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者做了很多研究。按區(qū)域劃分，有全國(guó)性的，也有區(qū)域性的;按內(nèi)容劃分，主要研究消費(fèi)的影響因素，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化及演變趨勢(shì)等等。本文建立居民消費(fèi)額與國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入之間的多元線性回歸模型，通過(guò)多元回歸分析探討國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入與居民消費(fèi)的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文選取我國(guó)1990～2012年居民消費(fèi)額、國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。搜集數(shù)據(jù)之后，先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納整理，接著對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理。本文中，居民消費(fèi)額、國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入分別用C、G、K和I來(lái)表示。最終數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示：

三、模型構(gòu)建與求解

（一）構(gòu)建多元線性回歸模型

本文構(gòu)建多元線性回歸分析模型，以居民消費(fèi)額（C）為因變量，國(guó)民生產(chǎn)總值（G）、固定資產(chǎn)投資（K）和財(cái)政收入（I）為自變量，構(gòu)建的模型如下：

ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）

對(duì)模型進(jìn)行變形可得：

C=Gα?Kβ?Iγ?μ

其中，α，β，γ分別表示國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)額的彈性系數(shù)。

（二）模型參數(shù)估計(jì)

將處理好的數(shù)據(jù)輸入到eviews軟件中，運(yùn)用多元線性回歸方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。Eviews分析結(jié)果如圖1所示：

通過(guò)圖1各變量的散點(diǎn)圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用eviews軟件對(duì)多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，可以很直觀地得出結(jié)果。本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示見(jiàn)表2：

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

2. 模型估計(jì)評(píng)價(jià)

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

-2.89，在這個(gè)模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國(guó)民生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入與居民消費(fèi)是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)符合預(yù)期。同時(shí)α，β，γ表示的是彈性系數(shù)，不考慮數(shù)據(jù)的正負(fù)，可以看出國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)的影響最大，其次是固定資產(chǎn)投資對(duì)居民消費(fèi)的影響，最低的是財(cái)政收入的影響。

3. 對(duì)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)

由于本文要對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，故應(yīng)該設(shè)立三個(gè)假設(shè)：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

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

4. 對(duì)變量進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)

依據(jù)上述結(jié)論，三個(gè)變量都是統(tǒng)計(jì)顯著，但是這并不意味著多個(gè)變量聯(lián)合顯著。本文接著檢驗(yàn)三個(gè)變量的聯(lián)合顯著性。假設(shè)：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量的分析，分析結(jié)果如表3所示：

由表3的分析結(jié)果可知，三個(gè)變量的F統(tǒng)計(jì)量為86.29，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設(shè)，也即三個(gè)變量是聯(lián)合顯著的。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用多元線性回歸模型，將居民消費(fèi)額作為因變量，國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入作為自變量，并對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，同時(shí)將三個(gè)變量聯(lián)合起來(lái)進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)。通過(guò)計(jì)量分析，可以得到以下結(jié)論國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)是正向影響，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)是負(fù)向影響。結(jié)果顯示，國(guó)民生產(chǎn)總值越多，居民消費(fèi)額越高;反之，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入越多，居民消費(fèi)額越少，這符合人們的預(yù)期。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增多時(shí)，人們用于消費(fèi)的收入減少，消費(fèi)減少;當(dāng)財(cái)政收入增加時(shí)，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費(fèi)的越少。

國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)的影響最大，財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)的影響最小。分析結(jié)果表明，國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)影響彈性系數(shù)最大，這表明一單位國(guó)民生產(chǎn)總值的變化會(huì)影響比較大的居民消費(fèi);財(cái)政收入由于對(duì)居民消費(fèi)的彈性系數(shù)較小，一單位的財(cái)政收入變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的變動(dòng)不是很大。

各個(gè)變量不僅單獨(dú)顯著，還聯(lián)合顯著。通過(guò)對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明各個(gè)變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過(guò)構(gòu)建聯(lián)合檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)變量聯(lián)合顯著，表明這三個(gè)變量都是影響居民消費(fèi)的要素。

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