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1.2消費信貸通過擴大貨幣創造乘數從而刺激消費需求由于信貸市場資金供求的不均衡和交易成本的存在，在滿足法定準備金的前提下，商業銀行提供的信貸資金并不能全部與需求者匹配成功，從而產生部分沉淀資金，即超額準備金。隨著消費信貸業務的發展，信貸市場效率得到提高，信貸資金的更容易找到合適的貸款對象，從而降低了超額準備金率，貨幣創造乘數也隨之增大。這樣，等量的基礎貨幣供應創造的貨幣供給總量增加，若貨幣需求保持不變，社會上的貨幣供給大于需求，市場利率就會下降，又投資為利率的減函數，因此投資需求會增加，社會總產出和國民收入隨之增加，從而拉動居民的消費需求增加。

1.3消費信貸有利于提高消費的邊際傾向從而提高消費水平消費信貸能夠促進社會邊際消費傾向的上升，主要有以下兩方面的原因。第一，根據凱恩斯的絕對收入理論，消費是收入的遞增函數，但消費增加的幅度小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向小于1。現實生活中，邊際消費傾向一般與收入呈反向關系，即低收入群體有較高的邊際消費傾向，而高收入群體的邊際消費傾向偏低。通過發展消費信貸，能夠提高低收入群體的消費水平和能力，使他們的邊際消費傾向提高，而高收入群體的邊際消費傾向不會受到影響，從而使整個社會的邊際消費傾向上升，擴大居民的消費需求。第二，根據莫迪利安尼的生命周期理論，居民的消費不是取決于當期收入，而是由一生的收入所決定。居民會根據生命的不同階段有計劃地安排自己的消費和儲蓄，將一生的收入均勻地分配至生命的各個周期，以實現消費的最優配置。居民的一生可以粗略的分為青年、中年和老年三個時期。一般來說，中年時期收入較高，收入大于消費支出，因為其收入不僅要用來還清以前的債務，還要為養老進行儲蓄，此時的邊際消費傾向相對較低；青年和老年時期收入較低或沒有收入，只能依靠信貸和儲蓄來進行消費，收入小于消費支出，此時的邊際消費傾向相對較高。通過消費信貸，居民可以將未來收入提前用于當期消費，使青年和老年時期的邊際消費傾向得到提高，平滑人們一生之中的消費，從而有效提高整個社會的邊際消費傾向。

2消費信貸對居民消費需求影響的實證分析

2.1變量的選取、數據的來源和處理為了實證分析消費信貸對居民消費需求的影響程度，本章以居民人均消費信貸余額CL反映消費信貸的變化情況，以居民人均消費支出CE來衡量居民的消費水平。鑒于消費信貸的統計口徑最近幾年才完善，2005年以前的數據缺失，所以選取2005－2013年的季度數據作為樣本數據，共36期，數據來源于國家統計局與中國人民銀行官網。在實證分析之前，先對數據進行預處理。首先，以2005年第一季度的CPI為基期，將每個季度的數據折算為實際的余額，消除價格因素的影響。其次，由于所采取的數據為季度數據，包含季節變動因子和不規則要素，為消除這些因素的影響，我們采用移動平均乘法比率模型對數據進行季節調整。最后，為避免數據的劇烈波動以及模型可能出現的異方差性和多重共線性，我們對所有的變量數據進行對數化處理，表示為LNCE、LNCL。取對數后并不會改變變量之間的經濟意義和因果關系，變量之間的關系變為彈性關系，變動體現為百分比關系，誤差變為相對誤差。

2.2實證過程

2.2.1單位根檢驗對于所選取的時間序列數據，首先考慮的就是其平穩性問題，若把非平穩時間序列當作平穩時間序列進行回歸，就會出現“偽回歸”現象，回歸結果變得不可靠。統計學中常用的檢驗序列平穩性的方法為單位根檢驗法，下表1為各變量進行ADF單位根檢驗的結果。由上表數據可知，經過一階差分后，兩個變量在5％的顯著性水平下能夠拒絕原假設，接受備選假設，即ΔLNCE和ΔLNCL為平穩序列，表明原序列是一階單整序列，記作I（1）。

2.2.2協整檢驗兩個時間序列變量都為同階單整，可以對它們進行協整檢驗，協整關系主要用來說明時間序列變量間是否存在長期穩定的關系。先以LNCL為自變量，LNCE為因變量做OLS回歸得到方程，再對其殘差序列進行單位根檢驗，ADF檢驗的結果如下表2所示。由此可知殘差序列在5％的顯著性水平下不存在單位根，為平穩序列，說明回歸結果不是“偽回歸”，序列LNCE和LNCL之間存在（1，1）階協整關系，即兩變量之間存在長期穩定的均衡關系。

2.2.3向量自回歸模型分析協整分析的結果說明消費信貸與消費支出之間具有長期穩定的靜態關系，為了研究兩者之間的動態關系以及各變量滯后期所帶來的具體影響強度，我們利用ΔLNCE，ΔLNCL兩個平穩序列作為內生變量，建立VAR模型進行分析。依據AIC和SC準則取最小值，經過反復比較，將變量滯后期確定1－3期的值作為內生變量。從（2）（3）式的各系數T統計量看，大部分變量是顯著的，有少數變量不顯著，這是由于模型各滯后項之間存在多重共線性所致，這種VAR模型中常見的問題并不影響模型的效果，可以忽略不計，不需對模型中的變量進行剔除。模型有2個內生變量，3階滯后項，共6個單位根，經AR根檢驗后發現所有根的模的倒數小于1，都位于單位圓內，因此，該模型滿足平穩性條件。模型的結果顯示，人均消費支出受自身滯后一期的影響很大，從第三期開始，影響逐漸減小。滯后一期的消費信貸對消費支出產生抑制作用，從第二期開始，才產生正向的影響，并且影響程度逐漸增大。符合前文協整檢驗的結果，說明消費信貸會對消費需求產生長期拉動作用。

2.2.4脈沖圖形基于VAR模型的結果，我們建立脈沖響應函數，繪制脈沖響應圖，以求直觀形象地分析消費信貸與消費支出之間的關系。通過脈沖分析，可以衡量來自隨機擾動項的一個標準沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。橫軸表示滯后期數，縱軸表示對沖擊的響應程度。從圖中可以看出，消費支出（ΔLNCE）對自身的一個標準差信息立刻產生了較強的反映。第一期的響應值達到0．023，前5期的響應程度都較大，隨著時間的推移，這種沖擊的影響逐漸減小，從第10期開始，消費支出波動趨近于0，受到自身的影響趨于平穩。根據“荊輪效應”的解釋，居民的消費不僅受本期絕對收入的影響，還受以前消費水平和消費習慣的影響。所以，本期的消費支出與過去幾期的消費支出有較強的關聯性。期初，消費支出對消費信貸（ΔLNCL）的擾動做出的響應為負值，在第二期達到負向最大的0．043，從第四期開始轉為正值，在第五期達到正向最大值，之后這種響應逐漸減弱，趨于穩定的正向反映。這說明消費信貸在前四期對消費支出會產生微弱的負效應，但在以后較長時期內會形成一種穩定的正向影響。

2.3實證結論分析

2.3.1協整檢驗的結果分析消費信貸的擴張對消費支出的增加有著長期拉動作用，消費信貸規模擴大1％，會使消費支出增加0．3214％。我國的社會保障體系不夠完善，支出的不確定性大，居民的預防性儲蓄較強，而通過消費信貸，居民可以在形成較穩定的消費預期，從而減少預防性儲蓄，增加消費支出。但是，相比于發達國家的高刺激作用，我國消費信貸對消費需求的正向影響程度偏低。這是因為我國的消費信貸市場發展水平較低，信貸體制和結構不完善，導致其對消費需求的拉動作用沒有充分發揮。

2.3.2VAR模型和脈沖響應圖的結果分析消費信貸短期內會對消費需求產生滯后的抑制作用，但從長期來看，消費信貸能有效擴大居民的消費需求。現實生活中確實如此，居民在利用消費信貸完成購房、結婚等大額支出后，會背上還款的壓力，期初的一段時間內，大額負債的沖擊會使居民變得謹慎，從而增加儲蓄，減少近期的消費支出。但是會產生一個長期的正向影響，因為消費信貸助居民提前完成了置業結婚等大額消費，居民為未來特定支出進行儲蓄的壓力大大減小，消費傾向增加，未來時期的消費支出也隨之增加。另一方面，消費信貸的存在，能夠減弱居民的流動性約束，實現消費的跨期轉移，使得居民的消費行為更具有計劃性，將現在和未來的收入結合起來，平滑各期消費支出，提升整體的消費水平。綜述所述，繼續完善消費信貸市場，擴大消費信貸規模，對于拉動居民消費需求有重要意義。

3促進消費信貸發展的政策建議

3.1大力發展消費信貸，完善信貸體制雖然我國消費信貸近幾年保持高速增長的趨勢，絕對規模不斷擴大，但占GDP的比重仍然偏低。在居民消費需求日益增長的形勢下，繼續推動消費信貸的發展，顯得尤為重要。目前制約我國消費信貸市場健康發展的關鍵因素是信貸體制的不完善，主要體現在兩個方面的不足：個人征信系統和風險管理體系。加強個人信用體系的建設。我們可以借鑒美國的做法，成立一個專門搜集和保管申請人信用資料的商業信貸報告部門，貸款人通過一定的費用可以從該機構獲得申請人的信用資料，這樣既能減輕銀行系統的調查負擔，又保證了信息的全面性和準確性。另外，可以引入國外金融行業普遍采用的“5C個人信用分析模型”即：品德（Character），能力（Capacity），資金（Capital），擔保品（Collateral）和商業條件（Conditionofbusiness），結合我國個人消費信貸業務的實際情況，建立適用于我國的個人資信評估模型，以更好的反映個人資信水平。加強信貸資金風險管理。近年來，隨著我國消費信貸規模的不斷擴大，貸款發生逾期、違約甚至損失的概率也逐步上升，出現信貸風險的主要原因在于商業銀行信貸管理機制不健全，信貸管理方法和技術落后，信貸人員風險防范意識欠缺。為此，可以從三個方面完善信貸管理體系：第一，規范信貸操作流程，重點強化貸前調查、貸款審批和貸后管理三個部分的分工和職責。第二，改進信貸管理方法，在堅持財務因素和非財務因素并重的分析原則的基礎上，更多地引入定量分析技術，使決策結果更具有科學性和合理性。第三，強化貸款風險意識教育，重視業務知識培訓，提高信貸人員的綜合素質。

3.2優化消費信貸的外部環境消費信貸的外部環境和內部體制同等重要，良好的法律擔保體系在規范消費信貸市場，擴大消費信貸規模，提高消費信貸的可得性和便利性方面發揮重要作用。可以從以下兩個方面優化消費信貸的外部環境。第一，構建消費信貸的法律體系。針對日益繁榮的消費金融市場，有必要盡快制定專門的法律來規范市場參與者的行為，明確借貸雙方的責任和義務，加大對違約行為的懲罰力度，提高失信成本，防止金融欺詐，切實維護消費者和貸款者的權益。除了制定完善的消費信貸法律體系，還應注重提高法律法規的可行性和操作性，立法時不僅要涵蓋所有消費貸款業務，還要對特殊的消費信貸品種做出專章規定；對于消費信貸業務開展的每個程序，既有定性又有定量的規定，提高可執行性。第二，進一步完善信貸擔保制度。在強化債務人擔保為主要方式的同時，加快建立專門的擔保機構。由政府主導，通過財政投入和社會融資的方式建立政策性擔保機構、消費貸款擔保基金，以此形成穩固的擔保網絡，降低信貸風險。另外，商業銀行可以與保險機構合作，開發消費信貸類保險業務，如住房抵押貸款保證保險，汽車貸款履約保證保險，確保商業銀行債權的實現，豐富信貸擔保的層次，從而促進消費信貸的健康發展。

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1.關于數據。

本文所采用的數據來自北京奧爾多投資咨詢中心委托國家統計局開展的較大規模的入戶調查，抽樣和數據處理方法與國家統計局其他調查大致相同。該調查自2005年開始，每年1至2次，通過更新數據建立了《中國投資者行為調查問卷》數據庫。調查問卷設置了受訪者的個人特征、家庭財務情況和投資選擇等方面的35個~50個具體問題，包含詳細的家庭資產、負債、收入、消費以及其他家庭特征信息。李濤（2006）、陳彥斌等（2009）以及梁運文等（2010）利用該數據庫進行了有關居民投資行為、居民財產分布等方面問題的研究，結果表明數據質量較為可靠。雖然該數據庫最初建立的目的是為了研究中國居民的投資行為，偏向于宏觀研究，但由于調查數據中不僅包含豐富的家庭收入和消費等信息，而且有家庭是否參與醫療保險、是否有成員患有大病以及醫療支出等信息（自2009年開始有醫療保險相關信息），因此本文嘗試利用該數據庫進行醫療保險和居民消費關系的微觀研究。本文采用的是奧爾多2009年調查的A卷調查數據，在12個省的41個市（區、縣）進行，調查地范圍覆蓋東部、中部和西部各省市。與目前實證研究使用較多的CHNS數據相比，奧爾多調查數據包含了更為豐富的家庭消費支出信息，因此在家庭總消費支出、非醫療消費支出等關鍵變量上有準確的數據，而不必如現有文獻一樣使用耐用消費品存量數據替代消費支出的流量數據。同時，奧爾多2009年調查收集到的樣本量也比較大，經過數據整理，本文最終獲取的有效樣本為4694個家庭。

2.計量模型。

研究醫療保險對家庭消費的影響，必須解決兩種由自我選擇所導致的內生性問題。一是，醫療保險和家庭消費都與家庭的風險厭惡程度相關。家庭的風險厭惡程度越高，越傾向于選擇參加醫療保險；同時，家庭的風險厭惡程度越高，預防性儲蓄越高而當期消費越少。二是，醫療保險和家庭消費都受到家庭成員身體健康狀況的影響。身體健康情況較差的家庭更可能參與醫療保險；同時，身體健康情況較差的家庭會有更多的醫療消費支出和相對較少的非醫療消費支出。為了解決這兩種自我選擇問題，本文在計量模型中引入家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況作為控制變量。這樣就可以在給定相同的家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況的條件下，研究家庭參與醫療保險對其消費支出的影響，從而很好地解決了上述自我選擇問題。同時，本文在計量模型中引入家庭收入、家庭規模、平均年齡、平均受教育程度、女性比例等家庭特征變量作為控制變量。通過將各類控制變量逐步加入，本文得到三組計量模型來分別研究基本醫療保險對家庭總消費支出、醫療消費支出以及非醫療消費支出的影響。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分別為家庭總消費支出、家庭醫療消費支出和家庭非醫療消費支出。HI為家庭是否有基本醫療保險，是本文的核心解釋變量。SAH為家庭成員平均健康狀況，問卷中調查了每個家庭成員對自己身體健康狀況的評價，數值從1到5分別對應“非常好”、“較好”、“一般”、“較差”和“非常差”，本文取每個家庭該項指標的平均值作為SAH。RAV為家庭平均風險厭惡程度，調查數據中包含每個家庭成員的風險厭惡程度信息，數值從1到5分別對應“很喜歡冒險”、“喜歡冒險”、“一般”、“不喜歡冒險”、“很不喜歡冒險”，與SAH一樣，本文取每個家庭該項指標的平均值作為RAV。Xi為控制變量，包含一系列家庭特征變量，主要有：（1）INC，即家庭總收入，在回歸中取對數。（2）SCA，即家庭規模（家庭人數）。（3）AGE，家庭成員平均年齡。（4）EDU，家庭成員平均受教育程度。（5）FEM，家庭成員中女性占比。（6）PTY，家庭成員中是否有黨員，是二值變量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成員中是否有少數民族，是二值變量（1代表是，0代表否）。

三、實證結果

1.醫療保險對家庭總消費支出的影響。

本文對回歸結果進行了異方差檢驗，發現模型存在異方差問題。為了解決這個問題，本文使用了異方差—穩健估計，以使回歸結果更具有可靠性。表1報告了家庭總消費支出的估計結果。第一列只估計了參與醫療保險對家庭總消費支出的影響，第二列和第三列分別加入了家庭成員健康狀況、風險厭惡程度和其他家庭特征變量。三個回歸模型都表明，參與基本醫療保險可以顯著增加家庭總消費支出。具體來說，與沒有基本醫療保險的家庭相比，參與基本醫療保險的家庭的總消費支出會高出6%，并且在5%的水平上顯著。這個結果與Gruber和Yelowitz（1999）對美國20世紀80年代中后期醫療保險制度的研究結果非常接近，他們發現放寬Medicaid條件會使美國家庭消費上升5.2%。

2.醫療保險對家庭醫療消費支出的影響。

表2報告了家庭醫療消費支出的估計結果。雖然在前兩個模型中，是否參與醫保的系數顯著為正，但加入其他家庭特征的控制變量之后，該項系數變得不再顯著（即使在10%的水平上也沒有統計顯著性）。這表明，是否參與基本醫療保險對家庭醫療消費支出并無顯著影響。雖然現有的研究曾認為醫療保險的普及會使家庭醫療消費支出增加，但是本文的回歸結果卻并不支持這一觀點。事實上，蘇春紅等（2013）利用2009年CHNS微觀調查數據進行的實證研究發現，城鎮居民基本醫療保險、城鎮職工基本醫療保險并未對居民患病就診行為產生顯著的影響。因此，參與基本醫療保險并不能使城鎮家庭的醫療消費支出呈現顯著增加。

3.醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響。

表3報告了家庭非醫療消費支出的估計結果。醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響是本文的關注重點。從表3中可以看出，參與基本醫療保險對提高家庭非醫療消費支出有顯著的促進作用：從模型（3.1）到模型（3.4），是否參與醫保的系數始終顯著為正；在控制家庭成員健康狀況、家庭風險厭惡程度和其他家庭特征系列變量之后，參與基本醫療保險會使家庭非醫療消費支出增加6%，并且在5%的水平上顯著。這說明，社會醫療保險的普及能夠降低預防性儲蓄，在一定程度上對居民消費起到保障作用。

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1.邊際消費傾向分析由表1的bi值可知，中國農村居民“十二五”時期總的邊際消費傾向為0.3998，即收入每增加100元，用于生活消費支出為39.98元，用于儲蓄和投資的數額為60.02元。而“十一五”時期總的邊際消費傾向為0.4958，比“十二五”時期高0.096，二者相差較大，說明中國農村居民隨著外部環境的不確定性增加，其消費趨于保守。“十二五”和“十一五”時期中國農村居民新增購買力的投向并沒有很大的區別，邊際消費傾向排前五的依次為：食品、居住、交通和通訊、文教娛樂、衣著。這說明了隨著收入的提高，中國農村居民依然還是很重視對于吃、住、行等基本需求的支出。從個值來看，“十二五”與“十一五”時期居住的邊際消費傾向相差較大，“十二五”時期為0.081，比“十一五”時期的0.113下降了0.032，這可能是由于前期的住房需求得到了部分滿足，導致后期沒有持續強勁的需求；交通和通訊、文教娛樂、衣著的邊際消費傾向較高，說明中國農村居民一直在追求生活便利化、豐富精神生活、提高外在形象。可見，交通和通訊、文教娛樂、衣著仍然是中國農村居民追逐的消費熱點。

2.基本消費支出分析由式（5）可求得各類商品的基本消費支出（表1），可知：①十二五”時期中國農村居民的基本需求支出中，食品(42.16%)、居住（17.81%）、衣著（6.53%）列在第一、第二和第六位，則農村居民用于吃、穿、住等方面的基本需求支出占66.5%。仍然說明中國農村居民的消費還停留在吃、穿、住等基本的需求層次上。②2012年中國農村居民的基本需求總和為4504.5489元，比2007年的2247.2071元高出2257.3418元，說明農村居民的消費水平在逐步提高，同時可以將4504.5489元作為2012年劃為貧困線的標準。③在分類消費品中，2012年的交通和通訊無論是數值還是結構上都較之2007年明顯增加，表明中國農村居民對于交通和通訊的消費一直有較高的需求。

3.恩格爾系數國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家或地區人民生活水平和生活質量的高低。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數為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。根據實證結果計算可得，中國農村居民的生活從“十一五”時期到“十二五”時期有了較大的改善，恩格爾系數從2007年的48.68%下降到2012年的42.16%，下降了6.52個百分點。可知，中國農村居民目前處于小康階段，逐步向富裕階段轉變。

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本文作者：徐其東工作單位：周口師范學院

農村居民消費行為特征及成因

生活性消費糊口化農村居民當前還是把保證溫飽放到首位，消費行為的“糊口化”趨勢較為明顯。調查顯示：戶主對衣食住行娛樂等消費類別按重要性排序時，82.4%（385戶）的家庭戶主選擇滿足基本衣食生活需要，排在首位。家庭年收入在2.0萬元以下的家庭戶主90%以上認為收入低，家庭年收入在3.0萬元以下的家庭戶主90%以上認為家庭支出大，幾乎所有收入階段的家庭戶主都認為當前物價高，這一比重高達98.9%，說明經濟因素決定了農村居民的消費結構和消費水平，在經濟發展水平（尤其是收入）一定時，消費結構層次會與其相適應。2011年河南省農村居民家庭恩格爾系數為36.1%，農村居民食品消費支出占消費總支出的比重仍然很大，居民消費糊口化傾向明顯，居民進行消費時期受到民以食為天等傳統消費習俗的影響，從骨子里認為追求溫飽需求是人生的頭等大事，潛意識里把溫飽問題作為人生的基本需求。個人消費城市示范化農村居民的個人消費城市示范化是指農村居民在消費時受到城市居民消費影響所誘發的不顧自身經濟條件去模仿城市過高消費水平和消費方式的經濟現象。調查發現，農村居民個人消費的城市示范化特征趨勢較為明顯，家庭收入和文化程度越高，這種城市示范化特征越明顯。從問卷調查結果來看，樣本家庭戶主在對“城市居民消費行為對你的消費有影響嗎？”的回答中，僅有14.3%的戶主回答“沒有”，58.5%回答“有”，27.2%回答“說不清”，在對“哪類生活消費受城市居民消費影響較大？”回答中，農村居民的生活消費都存在著一定程度的個人消費城市化現象，醫療保健、衣著和文化娛樂用品及服務城市示范化特征最為顯著，60%以上的家庭戶主認為受到城市居民消費的影響。這說明家庭收入和文化程度越高，這種城市示范化特征越明顯。農村居民的個人消費城市化趨勢受到農村經濟的快速發展、城鎮化的穩步推進、城鄉一體化發展的日趨緊密和農村居民消費觀念的改變等因素共同影響而產生的。河南省近年來農村經濟發展較快，按農村居民家庭按收入來源分組的平均每人純收入從2006年的2871元增加到2010年的5524元，年均增長率18.5%，收入的增長為農村居民消費城市化提供了經濟基礎；河南2011年城鎮化率40%以上，加速了城鄉一體化的融合，加之多年來的大量農村富余勞動力常年外出進城務工，這都為農村居民消費仿效城市化提供了更多的機會和現實參照。當今農村居民傳統消費觀念發生了很大的變化，在追求小康富裕生活的同時又不失時機地展現自我個性成為許多農村居民消費理想，在一定程度上滿足了他們顯露其居地社會地位的隱性炫耀和攀比的心理需求。消費決策思考集體化農村居民消費以家庭觀念為中心，農村居民在做出消費決策時，以惠及家庭成員的集體性思考表現出很高的一致性，筆者稱之為消費決策思考的集體化特征。在對農業生產消費問卷調查中，農業生產類消費諸如種子、肥料、農用機械等家庭戶主表現出集體性思考的一致性，94.9%的樣本家庭戶主認為其價值觀影響農業生產類消費行為。筆者認為農村家庭戶主的消費決策是理性的行為，戶主要考慮家庭集體需要，也是由農民職業化定位的長期歷史角色所決定，況且當前農業生產機械化程度較高，農村勞力能長時間抽身出來從事非農經營，使農業生產相對變成簡單的非主業化經營，較少的投入即能實現家庭基本生活的滿足。在對生活消費類調查中，家庭戶主對居住、家庭設備用品及服務、文化娛樂用品及服務、交通通訊和醫療保健的消費影響較大，均超過六成，以家庭觀念為中心的消費決策集體化特征也較為明顯。原因是農民雖然重視基本生活消費但已基本得到滿足，把注意力集中到耐用品及教育醫療等。由于這類消費對于居民家庭生活的發展、改善和享受密切相關，同農村居民家庭社會角色地位心理預期相符合，所以在農村居民家庭收入相對較低且不確定性加大、支出較大的生活現實和物價高漲的心理預期下，家庭消費十分謹慎而理性，考慮家庭預期的整體需要。家庭代際消費非均衡化農村家庭消費支出在農村家庭成員之間的分配以老人和其子女代際之間非均衡化進行，即老人消費支出比例相對于其子女消費支出比例較小，表現出家庭消費代際間的非均衡化特征。我們調查中篩選出二代以上同堂的家庭，在全部有效樣本家庭中有379戶家庭符合這一條件。在回答“在您消費時是以子女為中心還是以自我為中心”時，90.2%樣本家庭戶主回答以子女為中心，僅有9.8%的樣本家庭戶主回答以自我為中心；回答“請列舉出子女的哪項開支較大”時，為子女的建房、婚事、教育是家庭開支的居前三位，分別有66.8%、56.5%和35.9%的戶主回答開支大。之所以農村居民消費呈現代際的非均衡化，可以從我國的家庭特有的血緣親情關系和我國農村居民家庭現實狀況考慮。在我國家庭生活中，父輩一代人對自己的后代普遍存在著恩愛有加的情愫，當農村居民家庭收入水平較低時，為使家庭有限的經濟收入實現價值最大化，老一代人表現出消費利他主義的價值傾向，在消費時常常把自己的需求放在末位考慮，優先滿足家庭其他成員的消費需求，再加上今天子輩的年輕人消費理念和傳統消費習俗與父輩們相比已經發生了巨大變化，他們的消費動機已經成為家庭消費的主要驅動力，強化了家庭消費的非均衡化。

研究結論及政策建議

通過調查研究，我們得出了當前農村居民消費行為特征的基本結論：農村居民消費在一定的經濟條件下首先考慮滿足生存需求的溫飽問題，在具體的消費過程中追求發展和享受型的、體現個性需求的、城市居民消費示范化的消費行為，在以家庭為單位的農村居民消費決策時表現出很高的集體化的決策思考，消費行為結果家庭代際消費非均衡化的消費特征較顯著。本文得出的研究結論是基于我們對當前農村調查分析，有利于我們把握現階段農村經濟的新特點，有針對性地采取適當的措施開拓和刺激農村消費市場，合理引導農村居民消費，促進農村經濟的發展。因此，筆者特提出以下政策建議：拓寬農村居民收入渠道，增強農村居民消費信心農村居民消費相對于城市居民消費層次總體上較低，收入是制約消費的基本因素。因此，拓寬農村居民收入渠道，關鍵是努力尋求和增加農村居民持久收入來源，提高持久收入水平而增強其消費信心。一是繼續提高農村居民的工資性收入，尤其是提高農村常住人口外出從業得到的收入。二是大力增加農村居民家庭經營收入，在穩定農林牧漁等第一產業收入的主體地位的同時，努力拓展第二第三產業的收入。三是逐步改善農村居民財產性收入和轉移性收入比重偏低的現狀，發揮農村居民家庭財產性收入積累性作用，穩定并適時增加國家各項支農惠農政策的力度，切實提高農村居民轉移性收入，調動農村居民發展農村經濟和從事農業的積極性。優化農村消費市場環境，挖掘農村消費市場潛力在城鄉發展規劃、產業布局、基礎設施、商品流通以及社會管理等方面建立現代化的市場經濟制度，為農村消費市場發展營造良好的基礎條件，進一步開發農村消費市場潛力。一是以城市商品流通體系為參照，以符合各地特色的農貿市場為依托，整合當地的資源優勢、產業結構、基礎設施等，建立起與城市商品流通體系相對接的農村商品流通體系，便捷而高效地服務農村消費市場。二是繼續加強農村基礎設施建設，打破城鄉發展不平衡現狀，為農村消費市場發展提供可持續的基本保障，優先支持農村基礎設施建設，為農資和生活產品進入農村消費市場創造良好的條件。三是加強工商、稅務、質檢、農業等機關的行政管理職能，從源頭上保證農村市場產品的安全，防止傷農、坑農現象發生，規范農村消費市場秩序。健全社會保障制度，消除農村居民對未來不確定性的心理顧慮挖掘農村消費市場的潛力，消除影響農村居民消費對未來不確定性的心理顧慮，應改變我國農民一直沿襲的“土地和家庭保障”模式，建立起城鄉居民在社會保障的基本方面統一的、覆蓋全社會的、符合農村經濟發展水平的農村社會保障體系，增強農村居民的消費信心，改變農村居民不能消費、不敢消費和非均衡消費的現象。一是建立和完善符合農民的最低生活需求、經濟發展水平、政府財政和集體經濟承受能力農村最低生活保障制度。二是健全“保大病”為主的新型合作醫療制度。應根據群眾意愿和農村經濟發展水平，選擇多種合作醫療形式，逐步形成以村合作醫療組織為基礎、鄉(鎮)合作醫療組織為重點的合作醫療組織體系，積極探索多層次、多類型的農村醫療保障制度和其他形式的農村合作醫療制度，例如在條件成熟的農村地區可以鼓勵農民參加商業醫療保險。三是創新農村養老保險制度，按照農民自愿和政府積極引導相結合的原則，堅持家庭養老保障與社會養老保險相結合，建立滿足不同層次農村居民需要的、多樣化的養老保險制度，逐步提高社會化養老的程度。培育積極健康的消費觀念，正確引導農村居民消費行為積極健康的消費觀念的形成有利于正確引導農村居民合理的消費行為。一方面政府要以社會主義新農村建設為契機，在農村大力倡導文明消費、理性消費、綠色環保消費等積極的消費行為，制定正確的促進農村消費的政策，形成符合農村生產力發展要求的、結構合理的消費行為。另一方面農村居民應根據自身經濟條件和合理的消費需求進行理性消費，在保持勤儉持家、量入為出的優良傳統消費觀念的同時，適時地提升自身的消費層次，逐步培育出與新農村建設要求相適應的積極健康的農村新消費觀念，減少超越農村實際的盲目地仿效城市那種顯示地位和生活水平沖動性的短期購買行為，力戒過度的炫耀性消費和相互攀比性消費行為，消除片面追求物質消費的畸形現象。

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1.2產業結構

產業結構決定產品結構，決定消費結構，是影響消費結構的又一個重要因素。首先，消費資料主要來源于第一、三產業及第二產業中的輕工業，它們的發展狀況及在整個產業體系構成中的比重直接決定了廣大居民的消費水平和消費結構。其次，三次產業內部的結構變化對消費結構的影響。三次產業內部結構的變化直接決定了居民消費的具體品種，反映了消費結構微觀層次的變化。如第一產業內部種植業、畜牧業的結構，對人們食物消費結構中的糧食、水果、肉蛋奶的消費有直接的影響。

1.3消費傾向

消費結構和儲蓄之間也是有著密切的關系的。雖然近年來鎮江城市居民消費傾向（消費性支出占可支配收入的比重）穩定在63%左右，但邊際消費傾向呈現出較大差異。

2鎮江市居民消費結構實證分析

2.1恩格爾系數分析

恩格爾系數是指用于食物的消費支出占總消費支出的比例。2012年鎮江城市居民的恩格爾系數為39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4個百分點。按照恩格爾系數劃分貧富的標準，鎮江城市居民已處于相對富裕階段。但是恩格爾系數的下降不僅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急劇提高，而且在很大程度上體現了居民消費觀念的多元轉變。因此從總體上講，鎮江城市居民生活仍處于小康階段，正在逐漸走向富裕。

2.2邊際消費傾向分析

2012年鎮江城市居民總體的邊際消費傾向為0.413，這說明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消費。其中，食品、教育文化娛樂與其他商品和服務的邊際消費傾向最高，分別達到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活滿足后，更加注重飲食的豐富化和科學化，教育的多樣化和層次化，旅游和美容等成了城市居民十分熱衷的消費項目。由于國家住房調控等政策的實施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的邊際消費傾向僅為0.009。

3鎮江城市居民消費結構變動對經濟增長的影響分析

隨著市場化進程的不斷加快，鎮江經濟運行逐步從生產主導型轉變為消費主導型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經濟增長的牽動作用就越大，其規模、結構和增長速度，是制約經濟增長的主要條件之一。居民消費結構的升級對經濟的發展起到助推器的作用。從基本生活消費為主的初級階段到以家用電器及耐用品等向高檔化方向發展的第二次、三次消費階段的升級，對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生強大的驅動力，推動了經濟的發展。

4鎮江市經濟增長對居民消費結構的影響分析

經濟增長對消費結構傳遞機制可以歸納為經濟增長居民收入水平提高消費需求增加消費結構改變經濟進一步增長，具體如下：

4.1經濟發展推動消費增長

由于資料的限制，消費對經濟的貢獻可用地區生產總值的增長率來代替。2008年至2012年期間，鎮江市地區生產總值由1491.83億元增長至2630.42億元，四年間增長了76.3%；而相對應的，鎮江城鄉居民收入四年間分別增長了54.7%和66.8%，城鄉居民消費性支出增長了51.6%和60.0%。隨著經濟的增長，居民消費（收入）也有了較快增長。

4.2消費的商品化和市場化程度促進經濟增長

一方面，不同于計劃經濟體制下的賣方市場，市場經濟條件下為買方市場，供過于求，消費者的需求導向決定著市場的發展導向，消費品的商品化和市場化程度大大提高，另一方面貨幣分配形式增強了消費的選擇性和自主性，拓寬了消費渠道。

4.3以智能化為特征的信息產品引導消費，實現質的飛躍

近年來，信息產品進入家庭，無論是從數量擴張和質量提升都達到相當高的速率。移動電話、家用電腦等擁有量成倍增長。十年來，城市居民家庭彩電擁有量增長49.0%、照相機增長22.0%、攝像機擁有量增長3.7倍；移動電話增長3.7倍，家用電腦增幅達到7.4倍。消費產品的智能化、網絡化和數字化也預示著未來居民生活更加豐富多彩。

5實現居民消費結構合理化的基本對策

消費結構的合理化作為一個動態的運行發展過程，客觀上存在著一些標準來幫助人們判別消費結構是否已趨于合理。這些標準主要包括生理標準（保證勞動力的再生產）、經濟標準（消費結構應與生產力水平、生產能力、資源承載能力和經濟承受能力相適應）和社會標準（有利于人的身心健康和全面發展）等。

5.1提高居民收入水平

千方百計提高鎮江居民的收入水平，盡快扭轉鎮江居民收入水平長期低于蘇南地區平均水平被動局面，不僅可以有效地促進區域消費水平的提升，而且還能啟動目前較為低迷的消費市場。因此必須大力發展生產力，增加居民收入，將對消費需求的回升產生一定的推動作用，從而促進鎮江居民的生活消費水平不斷提高，消費結構升級步伐的不斷加快。

5.2積極調整產業結構

多年來，鎮江憑借其獨特的區位優勢和自然稟賦，堅持錯位發展，揚優求特，積極發展高新技術產業和現代服務業，產業結構調整步伐加快。現階段，鎮江應當做好以下幾方面文章。一是建立健全以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系，加速科技成果轉化和產業化。二是建設好協作配套園區。按照發展壯大產業鏈、加速培育產業集群的整體思路，培育一批競爭力強、帶動作用大的優勢骨干企業。三是以發展現代農業為重點，推進農業產業化進程。

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(三)近十年來湖南省城鄉居民消費情況1．居民消費水平逐步提高，但速度較慢2012年全省城鄉居民人均消費支出分別為14609元和5870元，比1992年增加12503元和5144元。但湖南城鄉居民人均收入和人均消費的年均增長都低于人均GDP年均增速。2．居民消費率和消費貢獻率雙雙持續走低最終消費是由居民消費和政府消費組成1992年湖南居民消費占到最終消費的90%，2000年下降到78%，之后下降趨勢不變，2012年居民消費占76．4%。居民消費占比逐年下降。同期政府消費占比逐年提高。湖南省的經濟增長模式基本屬于消費需求和投資需求雙驅動型。2000年以前湖南經濟發展主要依賴消費，平均消費率達到70%以上。2000年以后隨著工業化進程加快，基礎設施和擴大再生產的需求不斷加大，投資在經濟增長中的地位顯現。2000－2012年湖南投資率連續13年攀升，從2000年29．5%的提高到2012年的56．4%，對經濟增長的貢獻率也從2000年23．1%上升到2012年62．7%;消費率則從2000年69．6%下降為2012年的45．9%，對經濟增長的貢獻率從2000年68．7%下降為2012年39．8%。

二、湖南省財政民生支出與城鄉居民消費關系的實證分析

(一)指標選取與數據來源1．指標選取(1)因變量(Y):Y1表示城鎮居民人均消費;Y2表示農村居民人均消費(2)自變量(G)為人均財政民生支出。由于財政民生支出的項目較多，選取湖南省財政民生支出占比排在前三位的項目進行分析，包括:人均教育支出(G1);人均社會保障和就業支出(G2);人均醫療衛生支出(G3)(3)控制變量(I):I1表示城鎮居民人均可支配收入;I2表示農村居民人均純收入2．數據來源選用的變量:城鄉居民人均消費支出數據、財政民生支出(含人均教育、人均社會保障和就業、人均醫療衛生支出)數據、城鎮居民人均可支配收入及農村居民人均純收入數據均來源于《湖南統計年鑒》(1992－2012年度)。

(二)模型構建與計量分析1．平穩性檢驗本文將所有變量取自然對數，然后本文采用ADF檢驗方法檢驗被分析序列的平穩性，即是否存在單位根及其個數。對滯后階數的確定主要依據AIC、SC準則，由Eviews軟件自動選擇。ADF單位根檢驗的具體結果見表2，由表2可知，各序列的一階差分均為單整，符合協整條件。2．協整檢驗對于同階單整的時間序列，只有存在協整關系時，變量之間才會有穩定對應的函數關系。常用的協整檢驗方法有恩格爾———格蘭杰兩步法(AGE檢驗)和Johansen協整檢驗。采用Johansen協整檢驗。城市居民的人均消費(logy1)與人均財政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制變量(lo-gi1、logi2)之間的協整檢驗關系見表3，農村居民的人均消費(logy1)與人均財政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制變量(logi1、logi2)之間的協整檢驗關系見表4。由表3、表4可知，logy1、logy2分別與logg1、logg2、logg3以及logi1、logi2在5%顯著水平上存在4個協整關系。3．回歸結果運用OLS方法對城市居民的人均消費、農村居民的人均消費分別與人均財政民生支出與控制變量的關系，進行回歸，得到表5、表6。

三、結論與建議

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(二)城鎮和農村居民消費水平的對比

2013年城鎮居民的消費支出達到14821.98元，是1978年的54倍;農村居民的消費支出為5627元，是1978年的68倍。雖然城鎮和農村消費額都在不斷提高，但城鎮居民的消費的絕對量遠遠高于農村居民水平。從總體上來看，無論是城鎮還是農村，平均消費傾向是趨向于降低的。這符合凱恩斯的假設，即隨著收入水平的提高，居民的邊際消費傾向遞減，從而帶動了平均消費傾向的降低。此外，我們還能看出，在改革開放的大部分時間內，城鎮居民的平均消費傾向要高于農村居民的平均消費傾向。這與凱恩斯的理論相悖，按照凱恩斯的理論高收入人群應該有較低的消費傾向，而低收入人群具有相對高的消費傾向。產生這樣的現象的主要原因在于農村居民不得不拿出收入的很大一部分來進行儲蓄，從而導致當期的平均消費傾向降低。

二、收入差距對消費需求影響的理論分析

(一)城鄉收入差距過大會影響平均消費傾向的提高

根據凱恩斯的消費函數，居民的邊際消費傾向是隨著收入的增加而遞減的。而收入差距的擴大使得社會的大部分財富分配給有低消費傾向的高收入者，有高消費傾向的低收入者只占社會總財富的一小部分，從而降低了整個社會的平均消費傾向，進而導致消費的增長緩慢。四、政策建議為了刺激消費，一方面就是要縮小城鄉居民的收入差距;另一方面，在現在的收入分配狀況下，要通過各種途徑來刺激消費。(一)提高農村居民收入過大的收入差距，不在于城鎮居民收入過高，而在于農村居民收入太低。因此，最直接且見效最快的方法就是增加農村居民的收入。我們可以通過以下幾個途徑來提高:進一步提高農產品收購價格。我省農村人口大部分都從事務農工作，其主要收入還是靠出賣農產品。提高農產品價格就相當于直接增加了農民的收入。

(二)加速我省的城市化進程

從長遠來看，城市化是我們發展的必然趨勢。要從根本上消除城鄉收入差距，唯一的辦法就是促進我省的城市化進程，逐步消除二元的經濟結構。因為城市具有聚集效應，在城市有更高的勞動生產率，勞動者的回報更高。城市化可以使農村居民分享到城市的產出。而加快我省的城市化可以通過以下兩種途徑:

(1)加快中小城鎮的建設。大力發展小城鎮，可以使大批農民進行產業轉移離開農業，進入第二、三產業就業，伴隨收入來源的增多，收入水平將會有不同程度提高。同時，因大批農民進入小城鎮就業，減少了直接從事農業的勞動力數量，相應地增加了農業勞動力的人均自然資源，有利于擴大農業經營規模和提高農民收入，也有利于縮小城鄉收入差距。

(2)推進城鄉一體化的戶籍制度改革。當前我國把居民分為城鎮戶口和農村戶口。農民身份制度使得那些外出務工的農民在各個方面的權益都得不到保障。而他們想要獲得城鎮戶口是十分困難的，這就從某種程度上限制了他們遷徙的自由，沒有工作的時候還要回到農村。因此，如果能推進戶籍制度的改革，給予農村居民更大的遷徙自由，我想這會大大加速我省的城市化進程。

三、政策建議

為了刺激消費，一方面就是要縮小城鄉居民的收入差距;另一方面，在現在的收入分配狀況下，要通過各種途徑來刺激消費。

(一)提高農村居民收入

過大的收入差距，不在于城鎮居民收入過高，而在于農村居民收入太低。因此，最直接且見效最快的方法就是增加農村居民的收入。我們可以通過以下幾個途徑來提高:進一步提高農產品收購價格。我省農村人口大部分都從事務農工作，其主要收入還是靠出賣農產品。提高農產品價格就相當于直接增加了農民的收入。

(二)加速我省的城市化進程

從長遠來看，城市化是我們發展的必然趨勢。要從根本上消除城鄉收入差距，唯一的辦法就是促進我省的城市化進程，逐步消除二元的經濟結構。因為城市具有聚集效應，在城市有更高的勞動生產率，勞動者的回報更高。城市化可以使農村居民分享到城市的產出。而加快我省的城市化可以通過以下兩種途徑:

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

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

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

二、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素

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

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

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

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

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1.1直接作用

老年人的收入水平影響了老年人的消費水平，由于老年人的收入水平較低，直接制約了其消費能力。中國老年人的人均收入遠遠小于全國人均收入，并隨著年齡的增長，其收入水平越來越低，與平均水平的差距也會越來越大。老年人所特有的消費習慣也會直接影響居民消費水平。由于老年人的年齡限制，大多數老年人更多的關注商品的實用性和消費的合理性，并不會去追求名牌和時尚。同時老年人的閑暇時間過多，他們有時間和經歷去找出最實惠的商品進行消費，很少會有沖動性的購買行為。同時，其會更注重養生，在消費過程中，會更偏向與醫療保健類的消費品消費。

1.2間接作用

人口老齡化會影響儲蓄，進而影響資本積累。根據莫迪利安尼的生命周期理論得知，老年人的消費來源多依靠中年時期的儲蓄，而并沒有收入來源，因此會減少儲蓄的積累。這就會增加社會總體的儲蓄，進而增加資本積累。人口老齡化影響儲蓄，進而間接影響了社會消費，影響消費水平。由于人口老齡化，就會減少勞動力的供給，同時，專門照顧老年人的勞動力需求有所增加，因此當前勞動力共計面臨著巨大的挑戰，人力資源儲備減少。隨著人口老齡化程度的加深，勞動力供給下降趨勢越來越明顯，進而會減少家庭收入，減少經濟發展速度，間接對居民消費造成影響。人口老齡化還會影響長期產出水平，從而間接影響居民的消費。資本和勞動力能夠制約經濟增長，而人口老齡化就會影響到資本和勞動力這兩個因素，從而間接影響我國經濟的長期發展。在“十二五”期間，我國轉變經濟發展方式，由勞動力密集型向資金密集型轉變，人口老齡化會關系到社會資本積累能力和勞動力的質量，進而就會影響我國經濟的長期產出。除此之外，老齡化進程加快，老年人口增多，社會贍養負擔就會增大，老年人福利財政支出增多，就會減少社會可用資金，制約經濟結構升級。

2.人口老齡化下的消費結構

中國人口老齡化現象越來越嚴峻，同時也面臨居民消費低迷的現象。通過對我國人口老齡化現狀和居民消費現狀的綜合分析，可以看出，老年人對于食物、衣著等生存資料消費并沒有過多要求，而對文教娛樂和醫療保健等發展資料消費有更多的需求，因此說，我國人口老齡化促進消費結構的優化。我國人口老齡化進程不斷加快，與文教娛醫療保險、交通通信、居住消費占總消費比重的變動趨勢是一致的。老年人閑暇時間多，生活壓力小，并有一定的收入保障，他們因此就有能力文教娛樂消費，其更關注養生，會增加醫療保健品的消費。

二、中國人口老齡化下居民消費增長空間大

隨著經濟的發展，社會保障制度的不斷完善，老年人的收入有了一定的保障，在當前現代社會消費觀念的影響下，就會向“既儲蓄又消費”的觀念轉變，老年人越來越注重消費質量，追求發展型消費和享受型消費。老年人的消費觀念提升有利于提高居民整體消費水平，擴大我國的消費市場。其次，還有利于發展老齡產業市場。中國人口老齡化進程加快，老年人規模巨大，老年人市場存在著巨大的商機，可以發展老年人專用品市場、老年人家政服務市場、老年人閑暇娛樂市場等等，讓老年人消費更加追求消費質量、消費的舒適、方便和保健，擴大老齡產業市場。

三、促進人口老齡化與消費可持續發展的建議

1.加快建立為老服務體系，增加社會福利支出

當前，應該增加養老金支出和老年社會福利費用支出，只有這樣，才會促進人口老齡化與消費儲蓄的可持續發展。當前人口老齡化和高齡化現象加劇，無自理能力的老人也越來越多，對于一個普通家庭來說就是很大的負擔，對于家庭其他成員來說，輕者會影響工作，重者則會無法繼續工作造成家庭經濟收入的降低，間接影響國民財富的增加。因此，要積極采取措施，完善為老服務體系，共建和諧社會，促進經濟的可持續發展。

2.加快老年產業的發展，滿足老年人的消費需求

老年產業涉及一二三產業多個領域，不僅能夠對當前調整產業結構升級，促進經濟發展有重要的意義，更重要的是能夠滿足老年人的多種需求。發展老年產業，要根據我國的實際國情和老年人的需求特點，以及他們的實際消費水平。這就首先要發展老年人迫切需要的養老服務產業，例如老年社區服務業、老年日常生活用品產業、老年旅游業等等，通過這些產業的日漸成熟，來帶動其他老年產業，全面啟動老年產業的發展，這不僅是提高居民消費的有效措施，也是滿足老年人消費需求的有效手段。

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為了確認模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進行固定效應和隨機效應的擬合，再根據檢驗結果選擇相應的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數的回歸結果。根據檢驗結果，模型I~IV的Hausman檢驗結果分別通過了1%的顯著性水平，表明應當選擇固定效應模型。調整的R2統計量顯示，方程的擬合優度較好，說明變量之間的聯合解釋能力較強。模型I~IV中，模型I只包含了基準模型的四個變量，即家庭戶總數、家庭戶規模、居民消費和能源強度變量的回歸結果。為了檢驗模型I的穩健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎上依次添加了產業結構、能源消費結構和外資依存度。根據表1回歸結果，家庭戶總數的估計系數在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數的增加意味著需要更多的基礎設施建設和住宅單元，導致鋼鐵、水泥等工業產品的消費需求上升，從而促進CO2排放總量的上升。從彈性系數來看，家庭戶總數的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規模變量與CO2排放總量顯著負相關，說明大的家庭規模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規模具有規模經濟性，較大的家庭規模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費的基本單位，有些能源消費是每戶家庭(無論規模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費受家庭戶人口數的變化影響不大，大家庭的人均能源消費要少于小家庭的人均能源消費，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費對CO2排放總量的影響十分明顯，且估計系數都在1%的水平顯著為正。隨著我國經濟的迅速發展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發生了重大轉變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費的熱點。消費產品的高碳化傾向，導致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加。回歸結果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。

能源強度估計系數與CO2排放總量顯著正相關。這主要由于我國當前的經濟發展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發展階段，以煤炭為主的能源消費結構以及能源利用率不高，技術水平落后，對CO2排放產生了直接的促進作用。產業結構對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產業比重的提高對CO2排放產生了推動作用。第二產業的能源消耗往往要比第一產業和第三產業高很多，尤其是重工業，往往都是高耗能產業。當前我國正處于工業化進程的快速發展階段，第二產業比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環境污染問題。能源消費結構與CO2排放總量存在負相關關系，即加大天然氣在能源消費結構中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實現我國能源低碳化發展的重要力量。在我國當前能源技術水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉變能源消費結構和實現可持續發展具有重要意義。外資依存度估計系數為正，表明外商直接投資對中國環境的影響是負面的。由于我國當前的環境規制力度不夠，外商直接投資更多地進入了碳關聯度較高的產業，同時通過加工貿易將高碳產品返銷回國內，導致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。

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二、城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系

本文基于VAR模型對我國城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系進行實證分析。為了防止出現自回歸系數的估計值向左偏向于0、傳統t檢驗失效以及偽回歸等現象，VAR模型要求時間序列是平穩的。本文使用ADF單位根檢驗方法對時間序列進行平穩性檢驗，為了增加平穩性，本文對農村居民消費率取對數后再進行檢驗。從結果來看（見表2），原始序列均不平穩，而一階差分以后均平穩，同階單整，可以進行協整分析。雖然時間序列數據經過了一階差分以后平穩，但是差分以后的經濟含義與原序列不同，為了考察城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費之間是否有長期關系，進一步進行Johansen協整檢驗。首先，確定VAR模型的滯后階數，綜合權衡自由度和LR、AIC等測度，選擇滯后階數為2；然后，確定協整秩，在5％的顯著水平下拒絕沒有協整關系的假設，而在5％的顯著水平上接受有一個協整關系，即認為城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間有一個長期協整關系。根據上述確定的滯后階數，進行回歸，再進行VAR系統的穩定性檢驗，如圖1，所有單位根均在單位圓內，說明此VAR系統是穩定的。繼續進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果反映的是動態統計意義上的關系，表明的是一個變量是否對另外一個變量具有預測能力（表4）。分析結果表明：城鎮化、農村居民消費均是城鄉統籌的格蘭杰原因，城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，而城鄉統籌和農村居民消費均不是城鎮化的格蘭杰原因。說明城鎮化水平的提高和農村居民消費率的增長會促進城鄉經濟社會的和諧發展，而城鄉統籌、城鎮化在統計意義上也能促進農村居民消費的增長，這與筆者提出的城鄉統籌和城鎮化可開啟和促進農村消費市場的猜想是一致的。下面進行脈沖響應分析，以進一步明晰城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間相互影響的關系。脈沖響應沖擊函數反映了一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2中，橫軸代表時間，設定10期，縱軸代表變量對沖擊的響應幅度。對城鎮化施加一個標準差的正向沖擊，消費在第一年有一個負向的反應，而從第二年以后，反映為正向且幅度最大，從第六年以后反應逐漸減弱，說明城鎮化對農村居民消費有2～5年的激勵作用；對城鄉統籌施加一個標準差的正向沖擊，消費在前三年的反應都是負向的，說明政策具有滯后效應，而從第四年以后反應轉正，并且持續三年左右，但是反應幅度不如城鎮化對消費的沖擊大；對城鄉統籌施加正向沖擊，會促進城鎮化的進程，并且具有長期性，說明城鄉統籌改革利于城鎮化發展；對城鎮化施加正向沖擊，對城鄉統籌的影響更大，并且長期效應更明顯，更驗證了城鎮化是城鄉統籌的實現途徑；農村居民消費的沖擊對城鄉統籌和城鎮化也都具有一定短期效應，但幅度不大，且長期效應不明顯。脈沖響應函數反映了變量之間的沖擊反映，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從方差分解的結果（表5）可見，城鄉統籌和城鎮化的變動主要受自身沖擊影響，尤其以城鄉統籌更為明顯（在第1期貢獻幾乎全部來自自身，而到第10期時城鄉統籌對自身影響也占總影響的66％，城鎮化對其貢獻率占26％，農村居民消費對其貢獻不足10％）；城鄉統籌對城鎮化的貢獻度占30％，城鎮化的自身貢獻占60％，消費對其貢獻度只有1．3％；但是三者對農村居民消費的沖擊響應的貢獻度從長期來看比較平均，第10期時，城鄉統籌和城鎮化合計對農村居民消費的貢獻超過50％，這與脈沖響應分析中城鄉統籌和城鎮化對農村居民消費具有正向影響的結論相一致。

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（二）建立VAR模型經過上述檢驗，數據已經是平穩的，可以建立VAR模型。通過實驗，利用AIC、SC最小準則確定模型的階數為4，此時模型是平穩的，并且方程多項式特征根的倒數全部在單位元之內，如圖1所示：

（三）格蘭杰因果關系檢驗本文利用格蘭杰因果關系檢驗來分析流通中現金量、居民消費價格指數與儲蓄存款的關系，其檢驗結果見表2：從檢驗結果來看，流通中貨幣量是居民消費價格指數的格蘭杰因，同時也是儲蓄存款的格蘭杰因，說明M0的變化可以格蘭杰引起CPI的變化，也可以格蘭杰引起CX的變化，表現在現實生活中就是貨幣量的增多會引起物價的上漲，同時也可以使得存款有一定程度的增加。居民消費價格指數是流通中貨幣量的格蘭杰因，儲蓄存款是流通中現金量的格蘭杰因，說明CPI的變化可以格蘭杰引起M0的變化，CX的變化也可以格蘭杰引起M0的變化，即物價指數上漲之后會使得人們購買相同商品花費的現金額增加，從而導致M0的增多，而儲蓄存款與流通中現金量共同構成了居民財富，一方的變動會導致另一方的變動。

（四）脈沖響應分析在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發生變化即模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，或者說VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量帶來的影響，這種分析方法稱作脈沖響應函數方法。在VAR模型的基礎上對LnM0，LnCPI和LnCX進行脈沖響應分析，其結果見下圖2：從圖2可以看出，當在本期給LnCPI一個正向沖擊后，LnM0在前3期有一個負向的響應，在第2期達到最低點后逐漸上升，從第3期開始響應雖有小幅波動但逐漸趨于平穩。這表明當居民消費價格指數在受到外部條件某一沖擊后，流通中的現金量在前兩個月會有反向的響應，這一反映變現為當物價水平上漲之后居民會減少消費，當居民接受了現行的物價水平后，對流通中貨幣量的影響就很小。從圖2第二張圖中可以看出，當在本期給LnCX一個正向沖擊后，LnM0會有反向的響應，并在第4期達到最低點之后波動上升，但主要還是反方向的響應。說明儲蓄存款在受到外部條件的某一沖擊后，流通中的現金量會有一個反方向的變動，這一變動表現為在總財富不變的條件下，儲蓄存款增加，流通中的現金量就會減少。

（五）方差分解分析脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文對LnM0、LnCPI和LnCX進行方差分解的結果見表3：從方差分解的結果中可以看出，在不考慮流通中的現金量自身的貢獻率條件下，儲蓄存款的貢獻率是逐漸上升的，并且儲蓄的貢獻率在第7期達到最大，為11.56%，遠遠高于居民消費價格指數的貢獻率。儲蓄存款對消費價格指數的貢獻率逐漸增大，最大為15.43%，而流通中的現金量對消費價格指數的貢獻率卻很小。流通中的現金量在第一期對儲蓄存款的貢獻率很大，并且呈逐漸遞增的趨勢，而消費價格指數對儲蓄存款的貢獻率一直很小。

二、結論

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(三)方差分解分析Sims(1980)的方差分解方法為，通過求解擾動項對向量自回歸模型的沖擊，來預測模型中各個因素對均方誤差的貢獻度。在此，我們運用方差分解法來了解各類因素對城鄉居民消費差距的沖擊作用，方差分解結果見表3。從表3中可知，城鄉居民之間的收入差距對消費差距的影響力度逐漸增強。除了消費差距自身的變動影響外，貨幣供應量和通貨膨脹率也是影響城鄉居民消費差距的重要因素，分別解釋20.81%和18.17%的消費差距的波動。方差分解中，各個變量對消費差距的影響程度也和協整分析中相應變量系數的大小相對應。