居民消费结构论文篇（1）

1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了政府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即政府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，政府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的政府支出比持久性的政府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出政府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出政府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的政府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了政府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国政府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，政府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的政府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，政府支出与私人消费之间是一种互补关系，政府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将政府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与政府支出是一种互补关系，即政府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与政府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与政府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和政府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与政府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，政府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，政府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，政府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与政府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与政府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与政府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和政府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和政府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和政府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。

2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。

二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析

笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。

在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。

三、基于可加模型的经验研究

笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。

由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。

居民消费结构论文篇（2）

二、基于结构因子视角下的居民消费率下降成因分解

(一)一个简单分析框架由前文基于总量特征和结构特征视角的中国居民消费水平的典型事实的分析可知，我国居民消费率存在系统性偏低。那么，究竟是哪些影响因子造成的呢?我国居民消费率主要决定因子是什么?居民消费率是居民商品和服务的最终消费支出与支出法GDP比重，该指标反映了居民消费需求在总需求中的结构占比状况。

(二)基于因子分解的分析基于上述分解公式，可以综合解构分析我国改革开放以来我国居民消费率的波动下降，是哪些影响因子起了主要作用?中国消费占GDP比例较低，特别是居民消费所占份额较低，居民消费需求长期不振的一个关键因素是居民可支配收入占比较低且不断下降。从2000年到2007年，日本和韩国的居民可支配收入占GDP的比例也有所下降，但是其消费占GDP的比重波动不大，基本上保持了常态消费水平，而支撑居民消费需求和消费水平的关键要素是居民储蓄率的降低，储蓄率的降低可以弥补居民可支配收入占GDP比重降低对消费波动的影响。根据郭凯和帕帕•恩迪亚耶(KaiGuoandPapaNDiaye，2010)测算，在1992年至2007年期间中国居民可支配收入占GDP比重显著下降。中国居民可支配收入占GDP百分比从1992的59%降低到最近时期的53%。而可支配收入占比下降反映了劳动报酬、实际工资、财产性收入、转移支付和社会保障金以及个人税收支出等居民收入流和支出流的增加或减少的不同增长状况。而同一时期，企业部门和政府部门的收入占总国民收入比率是提升的。劳动报酬是居民收入的至关重要的构成部分，从劳动报酬所占份额的演变来看，郭凯和帕帕•恩迪亚耶(KaiGuoandPapaNDiaye，2010)根据资金流量的时间序列数据测算，中国劳动报酬占GDP比重从1997年的54%下降到2008年的不足49%。劳动报酬占比下降的结构格局演变主要反映了中国经济一个特征事实:即伴随着中国经济高速增长，GDP增长所带动的就业增长疲弱，这进一步抑制居民收入的增长。就业增长疲软与经济高速增长的不对称增长格局和中国净出口和投资驱动的传统增长模式密切相关。这种增长模式更多是促进资本密集型产业发展，服务业发展严重滞后。以各产业就业所占比例指标来看，2000年中国服务业占总就业比重为27.5%，而世界平均的服务业占总就业比重是39.9%，低于世界平均水平12.4个百分点;到2010年中国服务业就业比重提升为34.6%，而世界平均水平也提升为44.9%，中国服务业发展滞后。

从微观层面上看，结合中国经济特征事实，中国居民消费率可以理解为城镇居民和农村居民消费率的加权平均值，微分等式意味着居民消费率的时间序列变化可以分解为:(a)来自城镇居民消费率和农村居民消费率变化，(b)城镇居民和农村居民收入份额的变化。伴随着中国人均GDP高速增长，城镇和农村居民人均收入获得显著提高，城镇居民人均收入从1990年的1510.2元提升至2011年21809.8元，农村居民人均收入也从1990年的686.3元提升至6977.3元。但是中国居民的收入增速跟不上GDP增长速度，反映了中国居民消费占比不断下降。根据统计数据显示，从20世纪90年代到2011年，中国城镇居民人均收入占人均GDP比例呈现一直在持续下降之中。从1990年的91.7%降至2011年的62%;在同一时间段，农村居民占比也从41.7%降至19.8%。从宏观层面上看，国民收入部门占比演变状况由收入的初次分配和再分配决定。在资金流量表中，住户、企业和政府等部门在国民收入分配格局中所占份额趋势值主要取决于收入的初次分配环节。根据《中国统计年鉴》(2002－2013)资金流量表(实物交易)计算，中国居民可支配收入在初次分配中的份额从1992年的65.4%降至2011年的60.7%，下降了约5个百分点。从再分配视角来看，收入再分配指在收入初次分配的基础上以社会保险福利、社会补助等转移支付的方式进行的收入分配。1992－2001年中国居民部门再分配收入占比高于初次收入分配占比，居民部门从再分配中得益。而进入21世纪以来，中国居民部门的初次分配收入占比与再分配收入占比之间总体而言，前者高于后者，说明居民部门在再分配过程中受损。与居民部门情形相反，政府部门在初次分配和再分配占比总体上呈波动上升趋势，特别是经过再分配环节后，政府部门在国民收入分配格局中地位进一步提高，如2011年政府部门初次分配收入占比15.4%，经过再分配环节，收入占比提升至19.2%，提高了3.8个百分点。

居民消费结构论文篇（3）

(二)数据的基本统计描述表1报告了被调查的家庭的基本人口特征。从表1中可以发现，样本中被访问者的平均年龄在逐渐增加，由2003年的42.49岁增加到了2008年的44岁。教育年限①＊也呈增加的趋势，反映了随着生活水平的提高，中国城镇居民对教育的重视程度日益提高。值得注意的是随着时间的推移，城镇居民的家庭规模有缩小的趋势，家庭的平均人口由3.32减少到了2008年的2.18，这在一定程度上反映出中国城镇居民生育意愿降低的现象，符合中国生育率降低的现实。表2提供了各调查年份中国城镇居民家庭消费支出及消费差距的变动情况，从中可以发现，中国城镇家庭人均消费支出呈明显的递增趋势，反映出中国城镇居民分享到了经济增长带来的成果，显著地提高了消费水平。在表2中计算了多个常用的衡量差距的指标，如对数标准差、变异系数、基尼系数、泰尔指数等②＊＊。各个衡量差距的指标变化规律是基本一致的，总体表现出上升的态势(除了2006年有小幅下降)，这说明中国城镇居民家庭消费差距有扩大的趋势。从表1和表2提供的基本数据中，我们可以粗略地推断:2003年到2008年间，中国城镇居民人口年龄结构呈老化的趋势，而且消费差距也趋于扩大。若将所有观测值的消费支出和年龄分布绘制出全样本的年龄—消费曲线(如图1)，则会发现，消费支出近似呈现出“U”型分布，在18岁到26岁左右，居民消费支出处于最高位，此后逐渐下降;到了38岁左右又开始缓慢上升。消费支出的这种特征可能和中国特殊的人口政策有关，在样本观察期内，18—26岁的城镇年轻居民基本上都是独生子女，家庭的主要支出都花在他们身上，他们处于消费曲线的高位不足为奇;26岁以后，多数年轻人都脱离了父母独自生活，在职业生涯的早期收入并不足以支撑较高的消费，所以消费有下降的趋势;38岁以后基本进入赚取更高收入的黄金时期，消费又缓慢的回升。然而，图1的做法是将所有个体进行无差异对待，忽略了个体之间客观存在的代际差异(不同年份出生在相同的年龄段，其消费水平是有差异的)，这无疑遗漏了一些重要的信息，估计结果并不可靠。对此，本文接下来将运用组群分析方法来测度中国城镇居民消费支出变动及其来源的年龄效应与组群效应。

二、中国城镇居民消费支出的分解

(一)组群分析方法在微观调查中，对某一特定个体的终生进行固定追踪是很难实现的，所以往往采用样本轮换的做法，每一轮的调查样本都会产生变动，这样导致了无法获得真正的面板数据。但是，如果按照某种属性(如年龄、民族、职业等)将各期的调查样本分成不同的组群(Cohort)，在各个样本期内，选择各组群相关变量的均值，则可以构造出以组群为单位的面板数据，这种分析方法就叫组群分析方法(周绍杰，2009)，根据组群来构造的面板数据称为伪面板数据(PseudoPanleData)。伪面板数据允许各个调查期的样本不同，其重点关注的是组群(如同一年代出生的人，职业相同的人)的统计特征，通过组群的各种统计量(均值、方差等)的发展变化，来揭示总体某一变量的分布特征。尽管伪面板数据不是真正的面板数据，但伪面板数据使用的是组群的统计量，减少了个体奇异值的干扰，从而降低了测量误差，另一方面，由于不需要每个调查期追踪固定的样本，这使得样本流失的问题不存在。虽然伪面板数据可以提供某一组群在某一年龄阶段的经济行为，但在实证分析中必须对组群间的系统性差异———即组群效应(CohortEffect)进行控制，否则组群效应将会混合到所估计的年龄曲线中，造成估计的偏误。因此，在进行组群分析时，重要的一项任务就是在估计家庭消费支出的年龄曲线时把组群效应的影响控制住。控制组群效应的方法是把要分析的变量(在本文中为家庭的消费支出)分解为组群效应、年龄效应(AgeEffect)和年份效应(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，组群效应反映了不同时代出生的群体，由于成长环境的差异等导致的代际的系统性差异(例如20世纪60年代出生的群体，其消费行为和80年代出生的群体必然不同)，年龄效应则反映了消费支出的生命周期特点。在实际计量分析过程中，各虚拟变量设定如下:组群虚拟变量以出生最早的组群作为参照组;年龄虚拟变量以最年轻的年龄组作为参照组;T－2个年代虚拟变量根据式(4)转换。

(二)组群构造与消费支出的分解构造伪面板数据要根据观测个体的出生年份来划分组群，Deaton(1997)建议在构造伪面板数据时需要在组群个数和每个组群内样本个数之间进行权衡，其原则是:组群内部差异尽可能小，而组群之间差异尽可能大。本文研究的样本中，调查对象出生年份在1933—1990年之间，由于调查的年份只有四年，我们每10年定义一个出生组，得到6个组群。表3为“组群—年份”构成的伪面板数据在每个单元的样本数。本文的样本年龄分布在18—70岁之间，在四个年度的调查中，年龄最大的个体出生于1933年，在2003年为70岁，最年轻的个体出生于1990年，在2008年为18岁，共构造了58个组群(出生于1933—1990年)，53个年龄组(18—70岁)，在分解出三种效应(年龄、年份、组群)的过程中，共有57个组群虚拟变量、52个年龄虚拟变量以及转化的2个年份的虚拟变量。图2是各组群消费支出的年龄曲线，年轻组群的年龄—消费曲线位于左边，年老组群的年龄—消费曲线位于右边。年龄—消费曲线有两个方面的特征:第一，除了最年老的组群(出生年份为1933—1941年)，其余各组群的消费支出均表现为随年龄增加而增长的趋势。各组群的年龄—消费曲线并没有呈现出“驼峰”形状，而在对一些发达国家或地区的研究中，如对美国(Attanasioetal.，1999)、英国(Attanasio＆Browning，1995)、台湾(Deaton＆Paxson，2000)的研究结果均显示年龄—消费曲线具有明显的“驼峰”特征，中国的年龄—消费曲线具有其特殊模式。第二，在相同的年龄水平上，年轻组群的年龄—消费曲线全部位于年老组群的上方，这表明中国快速的经济增长提高了年轻一代的消费水平。另外，相邻组群的年龄—消费曲线并未相连接，不同组群的消费支出分布在不同的年龄曲线上，因此，不能仅仅连接各个组群的年龄—消费曲线来形成一个总体的年龄—消费曲线，必须在控制组群间的差异的基础上来估计一个总体的年龄—消费曲线。图3绘制了年龄效应和组群效应。可以看到:第一，年龄效应几乎保持着线性增长的态势，只有在60岁以后的退休年龄才停止上升，保持在一个较高的水平，这与美国(Attanasioetal.，1999)和台湾(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥异的。从平均意义来看，中国城镇居民消费支出的年龄效应增长率约为5.96%。第二，组群效应曲线也基本呈线性增长的趋势，组群效应的增长率约为3.33%，这一结果表明了中国的经济增长给城镇居民的消费水平带来了更多的上升空间。根据以上的分析可知，组群间的消费支出差异十分明显，年轻组群的消费水平明显高于年老组群，因此，在目前老龄化日趋严重的背景下，政府应该通过加快完善中国养老体制、进行收入的再分配调整，提高年老群体的财富水平，促进全社会的消费增长，提高居民的整体福利水平。

三、中国城镇居民消费差距与消费差距变动的分解

(一)消费差距的分解为了便于对总体的消费差距进行分解，我们参照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，选取对数方差来衡量消费的差距。由图4的年龄—消费差异曲线可以发现，几乎在每个组群内，中国城镇居民的消费差距都随年龄的增长而增大，这表明了消费支出存在着显著的组内不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分为j个组群和k个年龄组的总体人群的对数消费方差;chortm表示组群虚拟变量，当m=j时为1，否则为0;agen是年龄虚拟变量，当n=k时为1，否则为0;αm和βn则分别为我们要估计的消费差距的组群效应和年龄效应。图5显示了消费差距的年龄效应βn，从中可以看出，消费差距虽然随年龄的变化而波动，但其基本趋势是随着年龄的增长而上升。这说明，在某一组群内(即出生在同一时代的个体内部)，随着年龄的增长，该组人的消费差距是逐渐扩大的，这暗示着同一时代出生的群体进入老年阶段后消费差距会更大，那么在中国养老保险体系尚未完善的环境下，个人如何合理配置其有限的财富，平滑其一生的消费则是个体必须面临的现实问题。表4是组群效应αm。结果显示，各个组群的估计系数都为正数，而且统计上均显著。由于我们的参照组是出生于1933—1941年之间的群体，全部为正的估计系数说明出生于1933—1941年之间的一代人，其消费差距是最小的，之后随着出生年代的推移，组群效应也越来越大，从出生年代为1942—1951年的0.06增加到出生年代为1981—1990年的0.186，增加了两倍有余。这个特征也容易理解:出生年代较早的一批人，其收入来源有限，接触到的消费市场品种也较为单一，他们的消费差距必然不会太大;而出生年代较晚的一批人，收入来源的多样化、消费品市场的极大丰富都为他们产生较大的消费差距提供了条件。这里，消费差距与消费支出的组群效应均表现出相同的规律，即组群效应随着出生年代的推移而增大。根据前文的分析可得到中国城镇居民年龄与消费支出的一般规律:年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，随着年龄的增长，消费差距是不断扩大的。但仅根据这个规律我们并不能发现中国的老龄化进程是否对居民消费差距的变动产生了影响，本文接下来将对消费差距的变动进行分解，以考察人口老龄化在消费差距变动中的作用。

(二)消费差距变动的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鹏和赵忠(2008)的方法，我们把中国城镇居民消费差距从2003到2008年的变动进行分解，把消费差距的变动分解为“人口效应”(即老龄化效应)、“组间效应”和“组内效应”。具体做法如下:令sit为每个年龄的样本在总样本中的比重;σ2it为控制了出生组之后，每个年龄样本的消费对数方差;Xit为每个年龄样本的消费对数均值;i=18，19，…70;t为调查的年份。根据方差的定义和设定的上述变量，我们把消费对数方差变形，分解成三个部分。从表5中可以有如下发现:第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。

居民消费结构论文篇（4）

[4] 郑兵云.中国城镇居民信息消费的差异性研究[J]. 统计与信息论坛，2007，（01）：103-107.

[5] 胡晓丽.基于面板数据的ELES模型研究[D].浙江工商大学，2012.

居民消费结构论文篇（5）

1 引 言

消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。

在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。

国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。

2 理论与计量模型框架

居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。

影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。

进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。

因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。

2.1 模型假设

ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。

2.2 变量平稳性检验

使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：

从表1的adf检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。

2.3 协整关系检验

对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：

(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验

将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大

于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。

(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验

由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显著。

2.4 格兰杰因果性检验

确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：

3 结 论

1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。

由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。

由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。

参考文献：

［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)

［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［j］.国际贸易，2006(5）

居民消费结构论文篇（6）

［中图分类号］f740 ［文献标识码］a ［文章编号］1005-6432（2011）10-0145-02

1 引 言

消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。

在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。

国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。

2 理论与计量模型框架

居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。

影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。

进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。

因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。

2.1 模型假设

ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。

2.2 变量平稳性检验

使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：

从表1的adf检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。

2.3 协整关系检验

对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：

(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验

将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。

(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验

由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显著。

2.4 格兰杰因果性检验

确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：

3 结 论

1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。

由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。

由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。

参考文献：

［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)

居民消费结构论文篇（7）

内容摘要：近年来，我国出现了明显的消费需求不足问题，而消费需求不足主要表现为居民消费需求不足。本文从城乡收入分配差距的角度，基于凯恩斯有效需求理论建立了理论模型的分析框架，并利用1980-2009年数据进行了实证分析，得出结论：城乡收入差距的扩大是导致我国居民消费率不断下降的主要原因，最后提出对策建议。

关键词：居民消费需求 城乡收入分配 实证检验

问题的提出

自从改革开放以来，我国实现了经济高速增长与体制转轨，生产力得到了迅猛发展，产品供给能力明显增强，经济的均衡机制开始由资源约束下的短缺型经济向需求约束下的过剩型经济转变，由此引致了消费需求相对不足问题。从部门结构分析，消费需求分为政府消费和居民消费。目前，我国的政府消费占最终消费比例呈现上升趋势，而居民家庭消费占最终消费比例却不断下降（见图1）。消费需求相对不足、特别是居民家庭消费需求相对不足问题，严重影响到我国的金融安全和经济的可持续增长。

导致我国居民消费需求相对不足问题的原因在理论界已经探讨了十多年，但仍未能完全解决。本文试图在前人研究的基础之上，从城乡收入差距角度对该问题进行探讨。

文献综述

（一）居民间收入不公平论

臧旭恒、孙文祥（2003）利用ELES和AIDS模型对我国城乡居民消费结构进行了实证研究，得出结论是收入水平的巨大差距是我国城乡居民消费结构不同的原因。藏旭恒、张继海（2005）通过对城镇居民的平均消费率和基尼系数的实证检验，得出结论：收入分配的不公平导致了城镇居民消费率的下降。段先盛（2009）从收入分配结构角度对城镇居民的消费情况进行了实证检验，他的检验结果说明城镇的收入分配结构严重影响了城镇居民的总体消费水平。祝正芳（2010）通过建立居民消费率与城镇基尼系数、农村基尼系数和城乡收入分配差距相对指数的模型，进行了实证检验，并得出结论：城镇内部的收入分配不公是导致居民消费率下降的最主要原因，而缩小城乡收入分配差距并不十分重要。王春娟、黄昊（2010）通过建立居民消费率与收入预期的不确定性、农村居民收入、城乡居民收入比的实证模型，得出结论：城镇居民存在着极强的支出不确定性预期、农村居民增收缓慢以及城乡居民收入差距过大是导致目前我国居民消费需求不足的主要因素。

（二）国民收入分配格局论

方福前（2009）通过计量分析发现，中国居民的消费需求不足的主要原因是国民收入分配格局不断向政府部门倾斜，居民收入在国民收入分配中的比重不断降低。

（三）消费观念论

这种观点认为，我国有着如崇尚节俭、喜欢储蓄、厌恶借贷消费的观念，在消费观念上谨慎、保守，从而导致居民有较高的储蓄倾向或较低的消费倾向。韩克勇（2001）认为造成我国消费需求相对不足的原因是多方面的，主要包括传统消费观念的制约、居民收入增幅下降、社会保障制度改革落后、消费环境不佳。

（四）中国福利制度论

这种观点认为，我国20世纪90年代开始的医改、房改、教改，都使得人们对未来支出的不确定性增强，居民储蓄的预防动机加强，使得人们消费水平下降。这点从陶传平（2001）、李宗华（2004）等人的研究便可看出。

可以看出，对我国消费需求相对不足问题的研究，主要的观点集中在收入分配不公平之上。多数学者阐述了消费需求与收入分配结构之间的关系，验证了凯恩斯关于收入分配不公与消费需求相对不足的论断，但是由于数据指标选取的不同和研究方法的差异，学术界对同一问题的观点往往不尽相同，甚至有人持完全相反的看法，如李军（2003）认为我国目前高收入阶层的消费倾向仍然较高，收入差距不是居民消费需求不足的主要原因。由于我国存在明显的二元经济特征，本文将研究重点放在城乡收入分配结构对消费需求的影响上。

理论模型

凯恩斯提出的“有效需求不足”理论认为，由于边际效用消费倾向递减，在人们收入增加的时候，消费也随之增加，但消费增加的比例不如收入增加的比例大。在收入减少的时候，消费也随之减少，但相较于收入幅度减少较小。故富人的边际消费倾向通常低于穷人的边际消费倾向。因此，如果一个社会的收入分配倾向富人，收入差距拉大，则会造成社会整体消费率下降、消费需求相对不足的问题。

改革开放以来，我国城乡人均收入比自改革开放前期，呈不断下降趋势；这可能是由于改革开放首先从农村进行。但是自从1985年之后，虽然1994-1997年期间，城乡人均收入比呈下降趋势，但是总体上，尤其是从1998年开始则呈现出明显的上升趋势：从1985年的1.85一直上升到2009年的3.3（见图2）。即我国20世纪90年代后期，居民间收入分配主要呈现出向城镇居民倾斜的特点，这一特点明显加剧了我国收入分配的不公平程度。本文基于凯恩斯有效需求不足理论以及我国城乡间居民收入分配不公平程度加剧的现实，建立理论模型：

假设我国全社会消费函数、城镇居民消费函数和农村居民消费函数分别是：

C=a+bY，C1=a1+b1Y1 ，C2=a2+b2Y2

其中，C、C1、C2、Y、Y1、Y2、a、a1、a2、b、b1、b2分别是全社会居民消费、城镇居民消费、农村居民消费、全社会居民收入、城镇居民收入、农村居民收入、全社会居民自发性消费、城镇居民自发性消费、农村居民自发性消费、全社会居民边际消费倾向、城镇居民边际消费倾向、农村居民边际消费倾向。其中C=C1+C2，Y=Y1+Y2。另由凯恩斯理论知低收入群体的消费倾向高于高收入群体，农村居民的边际消费倾向高于城镇居民的边际消费倾向，即b2>b1，设城乡收入比为k，k=Y1/Y2，Y1=kY2。

全社会居民消费率为：

c=C/Y=（C1+C2）/（Y1+Y2）=（ a1+b1Y1+ a2+b2Y2）/ （Y1+Y2）

将Y1=kY2代入可得：

对该式左右两边对k求导得：

由上式可知，全社会居民消费率与k呈反向变动关系，即全社会消费率会随着城乡居民收入比的上升而下降。

实证检验

（一）模型建立与数据说明

根据理论模型的上式，做出假设：全社会居民消费率c与（全社会居民收入的倒数）呈正向的线性相关关系；全社会居民消费率与（k为城乡收入比）呈正向的线性相关关系；居民消费价格指数CPI与全社会居民消费率呈正向的线性相关关系。从而建立如下实证模型：

其中，c为全社会居民消费率，Y为全社会居民收入，k为城乡收入比，CPI为居民消费价格指数。此处，本文采用城镇居民和农村居民人均消费、城镇居民和农村居民人均收入来计算全社会居民消费和全社会居民收入。Y=n1Y1+n2Y2，C=n1C1+n2C2，c=C/Y=（n1C1+n2C2）/（n1Y1+n2Y2）。其中n1、n2、C、C1、C2、Y1、Y2分别代表年底城镇总人口数、年底乡村总人口数、全社会居民消费、城镇居民消费、农村居民消费、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入。

之所以采用人均消费与人均收入加总数据，是因为用GDP代表居民收入并不合适，它无法代表真正的居民收入及其与居民消费需求之间的关系，故本文认为用人均数乘以人口数的加总数据更合理。本文利用1980-2009年数据进行实证检验，所有数据来源于中经网数据库。

（二）模型回归结果

方程回归结果为：

R2=0.758506；Adjusted R2= 0.730642； D.W=1.021301；F统计量=27.22108***。

括号中为对应于估计量的t值，***表示在P

从模型的回归结果来看，模型设计的三个假设均被证实。尤其是居民消费率与城乡收入比之间的关系被证实，从经验上验证了本文关于城乡收入差距扩大会使居民消费率下降的假设。另外从CPI的回归结果来看，通货膨胀越高，居民消费率也越高，但是系数仅为0.0026，说明通货膨胀对居民消费率的影响有限。

结论与对策

本文基于凯恩斯有效需求理论，建立了我国居民消费率与城乡收入比的理论模型，利用1980-2009年数据进行了实证检验，得出城乡收入差距扩大是我国居民消费率不断下降的主要原因的结论。基于此，本文提出以下对策建议：

第一，增加农民收入、缩小城乡收入差距。本文的研究表明，城乡收入差距拉大是导致我国居民消费不足的重要原因。为了促进经济增长模式由投资需求拉动逐渐转变为消费和投资共同拉动，需要扩大居民的消费需求。这也就要求政府增加农民收入、缩小城乡收入差距。

第二，促进城镇与乡村生产要素的流动。自从改革开放以来，工业劳动生产率的提高远高于农业劳动生产率提高。在城镇农村户籍隔离制度下，这就导致了工人收入的增长要快于农民收入的增长，使得收入分配向城市倾斜，拉大了城乡收入之间的差距。如果能够建立良好的制度环境，促进农业部门的劳动力向工业部门转移，对于提高我国城市化水平、提高我国农业发展水平、缩小城镇与农村之间收入差距，都有积极的作用。

参考文献：

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居民消费结构论文篇（8）

1 引 言

消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。

在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。

国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。

2 理论与计量模型框架

居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。

影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。

进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。

因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。 1 模型假设

ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。 2 变量平稳性检验

使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：

从表1的adf检验结果表明在5%显着水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。 3 协整关系检验

对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：

(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验

将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显着水平下的t值-2.6471大于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。

(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验

由于各变量系数均未通过显着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显着。 4 格兰杰因果性检验

确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：

3 结 论

1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显着影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显着影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显着影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。

由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。

由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显着性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显着影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。

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［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)

居民消费结构论文篇（9）

基金项目：本文得到2013年度重庆市社会科学规划项目（编号：2013PYYJ06）；2013年重庆市教委人文社会科学研究项目（编号：13SKH10）；2012年重庆工商大学博士科研启动经费项目（编号：1255017）资助

中图分类号：F063.2 文献标识码：A

收录日期：2015年10月29日

一、引言

消费作为“三驾马车”之一，是拉动经济增长的主要内生动力，特别是在我国经济进入新常态的背景下，经济增速趋于放缓，投资对经济增长的拉动力显著下降，消费成为新常态下经济增长的关键动力，对于国民经济的平稳健康增长至关重要。城镇居民消费作为消费的重要组成部分，其结构的优化程度及变化方向，不仅关系到消费本身的发展，对于国民经济的发展方向也有着重要的导向作用。重庆市作为西部地区唯一的直辖市，经济水平发展相对滞后，但后续发展空间和潜力巨大；对重庆城镇居民消费结构的深入把握，对于调整重庆经济结构优化升级、促进经济健康可持续发展具有重要的理论与实践指导意义，并对西部乃至全国其他地区的经济增长具有显著的正向政策溢出效应。

二、相关文献回顾

消费作为动力对于经济增长的积极作用，以及消费本身对于居民生活质量的根本体现，长期以来吸引了大批学者对消费的相关内容展开了广泛考察。

关于消费结构的理论内涵，林松（2006）指出，消费结构就是在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中所消费的各种不同形式的消费资料的比例关系；类似的，周金环（2006）、李娅玲（2007）等研究认为人们为了满足自己生存和发展的需要以及物质和文化的需要，就需要消费各种各样的资料，这些资料的数量或者价值的比例就是消费结构，譬如在家庭总消费中，食物、住房、衣服、水电、教育、文化等支出所占的比例。

关于消费结构的重要意义，袁志刚等（2009）指出，居民消费结构是一个多角度多层次的问题，是经济结构的重要组成部分；消费结构是否处于良性运行状态将直接影响到产业结构的发展，进而影响国民经济的持续发展。陈海波（2012）指出，消费结构变化是产业结构变化的重要影响因素之一，消费结构的不断升级事实上向市场发出需求信号，这必将扩大产业结构调整的力度，促使技术升级，形成消费结构优化和产业优化的良性循环，促进整个社会可持续性发展。苏筠等（2002）研究了消费结构对生态环境的影响，认为消费结构的优化对生态环境也有重要的意义。

关于居民消费结构的影响因素，石瑶（2007）认为收入差距对城镇居民消费结构的影响较大。蒋云飞（2008）研究了地域差异和经济发展情况带来的消费结构变动情况，发现中西部地区的收入水平偏低，虽然消费倾向高但总体消费能力偏低，东部的消费能力强但边际消费倾向较低，这与我国阶梯式的经济发展水平有直接关系。常静娟（2006）对广东省的实证研究，发现影响广东省城镇居民消费结构的因素主要包括经济因素、社会因素、科技进步和居民消费偏好。

在如何优化居民消费结构方面，李静（2012）认为当前重点需要做好的工作是全面提高收入，合理控制收入差距，调整产业结构，满足发展型消费需求，扩展享受型消费需求，同时健全社会保障，促进即期消费和完善信贷市场。龙志和（2001）认为完善消费结构的关键在于建立完善的市场化社会保障制度，增加居民可支配收入。郑浩杰（2008）建议通过增加居民收入、完善社会保障、加快信贷步伐和稳定房价等四个方面提升消费能力，优化消费结构。

三、重庆城镇居民消费结构历史演进

居民消费是一项多维度多层次的行为，包含多种消费选择。根据理论与实际工作的一般性界定，消费主要包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、居住、杂项商品与服务等8个方面；消费结构就是上述8个方面各自在总消费支出中的占比。

为了实证考察重庆城镇居民消费结构的历史变迁，本文借助各年《重庆统计年鉴》，收集并整理得到各年各项消费支出在总消费支出的比重。（表1）为了直观考察居民消费结构的历史变迁，根据表1，做出堆栈面积图以反映消费结构的动态变化规律，如图1所示。（图1）由表1和图1可知，从1997年直辖以后，特别是2012年以来，重庆城镇居民消费结构呈现出一系列显著的变化特征。

1、食品支出占比即恩格尔系数在整体上呈现出下降趋势。直辖之初，恩格尔系数为45%左右，其后大数年份在40%以下，2013年、2014年下降到35%左右。根据联合国粮农组织的标准，恩格尔系数在40%～50%为小康，30%～40%为富裕。这表明，重庆城镇居民整体上已处于富裕阶段，生活质量水平较高。

2、2012年以前，家庭设备用品及服务的占比较小（10%以下）且基本稳定；2013年、2014年这一指标迅速提高，达到20%左右，呈现出直线上升的发展态势。说明居民对于家庭用品及服务的需求日益旺盛。

3、文教娱乐支出方面，综合看在2005年文教娱乐支出占比达到历史最高水平16.1%，此后呈现出显著下降趋势，2013年、2014年仅为9.4%。文教娱乐是居民消费的较高层次内容，其数值大小反映了居民消费层次的高低。综合看，重庆城镇居民文教娱乐消费支出占比偏小，消费层次相对较低。

4、住房支出方面，自2004年达到峰值之后，此后逐渐趋于下降。2013年、2014年其数据值在6.5%左右。这可能得益于重庆推广实施公租房制度、大大降低了居住成本。

5、其他各项消费支出，其占比保持了相对稳定性，例如交通通讯，在总消费支出中占比基本上在10%左右，自2000年以来，未见有大的波动变化。

四、优化城镇居民消费结构政策建议

消费作为生产之目的，直接决定了居民生活质量水平；同时，消费作为经济增长的核心动力，消费水平的高低与消费结构优化的程度，对经济增长的质量与效率具有举足轻重的作用。促进居民消费结构的优化，既是提高民众生活质量、全面建成小康社会的内在需求，更是在我国经济进入新常态背景下、确保经济健康稳定增长的现实需要。

1、增加居民收入，提高居民消费力。消费结构的优化，需要在消费水平提升的基础上有序推进；为进一步促进重庆城镇居民消费结构完善与升级，首先需要充分奠定促进消费结构优化的宏观基础，最根本的在于努力提升城镇居民收入水平。通过转变经济增长方式有效提升劳动者报酬在国民收入中的比重，特别是提升中低收入者收入水平，加大向低收入阶层的转移支付力度，不断扩大中产阶级规模，有效培育和扩大中产阶级消费；通过深入推进收入分配体制改革，缩小收入差距，形成居民对未来的良好预期，有效提升居民消费信心，大力增强消费意愿降低预防性储蓄，促进即期消费，不断提升居民消费力。

2、全面深化改革，促进消费结构优化。不断深化与居民消费意愿具有密切关系的各项改革，重点是推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革，使各项支出趋于合理。特别是加强房地产市场调控，稳定住房价格，倡导理性住房消费理念，重构住宅市场价值体系，确立科学合理的市场结构，实现住房消费多元化的新格局。同时，加快推进以改善民生为重点的社会建设，切实保障人们的各项生活需要，切实实现消费结构优化和生活质量提高的同步发展。

3、加强舆论引导，引导合理消费。注重舆论导向作用，倡导文明的消费行为、科学的消费方式、适度的消费水平和合理的消费结构。一方面需要改变居民的消费观念，由于传统上崇尚节俭，使得多数居民习惯于省吃俭用，不注重生活质量的提高，使得消费需求长期偏低，制约经济的可持续发展；另一方面需要正向的舆论引导，树立科学合理的消费观，既反对铺张浪费奢侈享乐型消费主义，也改变传统的过度节俭的消费模式，引导居民适当合理的消费需求。

4、加强重点领域的消费激励。从前述实证研究中，发现重庆近年来在文教娱乐方面的消费支出出现持续下降的态势。而教育竞争力正是区域经济社会综合竞争力的关键和源泉，教育竞争力的下降可能成为重庆未来的发展瓶颈，因此要大力发展教育事业，提高人均教育文化支出占人均消费支出的比重，积极鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费。另外，还应促进居民在休闲旅游等方面的消费支出，提升居民的消费档次，促进消费结构的不断优化。

主要参考文献：

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居民消费结构论文篇（10）

[DOI]1013939/jcnkizgsc201625257

1引言与文献综述

当前，理论界对农村全面小康社会目标正进行着热烈的讨论。而居民消费中，农村消费市场无疑存在着巨大的潜力。对农村居民消费结构有了详细的了解，就可以制定相应的消费政策，促进农村消费市场的发展，并同时提高农村居民的消费效用，从而推进农村全面小康社会定量目标的建立。在我国，农民作为人数众多的消费群体，其消费水平和消费需求的变化直接关系到内需的启动效果（李真、李兴惠，2004）。近年来，在城市消费需求趋于饱和的情况下，发展农村消费成为扩大内需的着力点（梁洪波，2012），这也成为许多学者关注与研究的焦点。如李真，李兴惠（2004）以山东省17个地市的农村居民作为研究对象，对其消费水平进行比较评价，结果显示：人均消费支出与人均纯收入线性关系显著。樊祥成（2008）通过山东省农村居民消费水平与其他省市的比较发现，虽然近年来山东省农村居民消费水平保持了较快增长，但与先进城市相比差距十分明显。随着收入水平的提高，支出规模在千元级以上的跃升周期越来越短。梁洪波（2012）通过对山东省农村居民消费情况进行梳理和总结，分析了目前制约山东省农村居民消费增长的因素。刘美玲（2012）则以山东威海、枣庄、潍坊、济南4市具有代表性的389户农村居民为研究对象，调查了农村居民的消费现状，研究结果表明农村消费在饮食—住房—穿衣—饮食方面呈盘旋状上升趋势。以上学者大都是通过对山东省农村居民消费结构方面进行统计和描述性的实证研究，但有些学者则从另外一个角度对山东省农村消费现状进行了调查。张可成、吕天军、王孝莹（2003）的调查结果表明，山东农村消费现状主要表现在，农民日常消费节俭克制，重点节日消费过度，消费求同攀比，人情、愚昧消费开支大等几个方面。通过对以上问题的分析，他们认为，目前山东省农民消费结构不尽合理，应进一步引导农民认清消费与发展经济的关系，清除文化垃圾，引导文明消费等。

居民消费结构是指居民各种具体消费内容和形式及其相互配合、互相作用的方式（陈启杰、田圣炳，2005）。考察消费结构是衡量居民消费水平、生活质量的重要途径。可以从侧面反映一国宏观经济发展的基本状况，是联合国划分一国经济发展阶段的重要手段之一。对于企业来说，居民消费结构的分析对于企业市场营销管理十分重要，是挖掘市场营销机会核心而永恒的主题。同时优化消费结构对扩大居民消费需求，从而拉动山东省经济持续、健康增长具有深远意义。

本文主要是对山东省农村居民的消费结构进行分析，这对山东省的促进经济增长有着一定的参考意义。针对2001—2009年山东省农村居民消费结构，本文采用恩格尔函数模型，可以较贴近地分析这些有序结构与经济发展之间的关联程度，从而通过分析这些消费项目的基本态势，提出有益的政策建议。

2恩格尔函数模型的建立及实证分析

21理论和经济假设

根据理论分析所研究的经济现象，指出经济现象间的因果关系和相互间的联系。本文假定消费是理性的，即在收入和价格既定的约束条件下追求效用最大化。消费结构是各类消费支出占总消费支出的比重，其中食品支出占总消费支出的比重又称为恩格尔系数。

数据来源于山东统计年鉴2001—2009年收集的数据。

根据数据，农村居民家庭消费支出共分作八项：食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通和通信、娱乐文教、医疗保健、其他。见表1。

23建立数学模型

本文对农村居民消费结构分析建立的是恩格尔函数模型。恩格尔函数是反映各类消费需要与收入或消费支出之间的数量关系的数学方程式。最简单的恩格尔函数为线性函数：

Vi=αi+βiv+eii=1，2，…，8（1）

24模型参数的估计

首先利用上文2009年山东省农村居民消费数据，使用最小二乘法，分别拟合食品、衣着、设备、医疗、交通、娱教、居住、杂项八个类别支出的恩格尔系数。用EVIEWS软件，对（1）式进行普通最小二乘法估计，计算出各项基本需求支出的估计值以及T检验及R2检验、F检验和DW检验值。结果如表2所示。

表2恩格尔函数参数值项目（1）由表2可知，除其他项消费支出外，在a=005的显著水平下，各参数t统计值都通过显著者检验，且调整后R2值都比较大，因此，可认为模型的拟合度很好，但家庭设备、衣着、医疗和居住的恩格尔函数常数项的t检验不显著，因此这两项支出的比重变化不显著。F检验结果可表明显著水平远小于001，说明模型回归效果显著。除居住和其他消费之外，其余消费DW检验结果表明模型自相关的影响较小。

（2）斜率Ri表示增加的总支出中第i类商品所占的份额，即各类消费支出的边际消费倾向说明总消费支出增加1元，食品支出将增加01437元。可以看出食品支出比居住支出边际消费倾向较大。

（3）常数项ai可以认为随着收入水平的提高和消费支出的增加，各类商品支出所占比重变化的趋势。当ai<0，则随着总消费支出的增加，该类商品的支出的比重将上升，反之当ai>0，则随着总消费支出的增加，该类商品的支出比重将下降。由此可见，山东省农村居民对食品和衣着消费支出比重呈下降的趋势，其他项目如教育文化娱乐、居住、交通通信等比重有上升趋势，这也与表5所呈现的变化趋势相符合，其中汽车保有量的逐年增加，也说明山东省农村居民消费水平提高的趋势。

27边际消费倾向分析

由以上数据可知，2009年山东省农村居民的边际消费倾向为06364，这表明：农村居民新增收入的636%用于消费支出。由各类消费支出的边际消费倾向可知，食品类最高（0164），说明新增收入中有16%用于增加食品消费。再就是教育文化娱乐（01）居住（01）的边际消费倾向比较高，说明人们收入增加后，对交通通信状况及教育文化的支出也随之增大。见表2。

28弹性分析

需求弹性：公式：ηi=βi×Y/Vi（用Excel计算）表3各项消费支出需求弹性项目食品衣着居住家庭设备交通通信娱乐教育医疗保健其他ηi0570751201180870

2006—2012年农村每百户居民家庭耐用消费品拥有量

从表3和上图中可以看出，家庭设备用品和服务以及交通收入弹性都大于1，说明人们解决了基本生活问题后，最关注的就是生活的质量，交通通信呈现出加快增长的势头。而食品作为生活必需品，其弹性最小。随着农村居民消费水平迅速提高，消费结构开始从生存型向享乐和发展型转变，居民消费层次分化日益明显，高低收入家庭的消费水平差距扩大，在2009年比例达到53︰1。在影响消费结构的诸多因素中，居民的收入是最关键的因素，收入的水平，收入的形式在很大程度上决定了居民消费的数量和质量，从而决定了消费结构的主要特点，另外商品价格水平，社会、家庭、文化、心理等非经济因素对消费结构具有明显的影响。通过收集2006—2012年山东省国民经济和社会发展统计公报所公布的关于农村每百户居民家庭耐用消费品拥有量的数据，发现农村家庭在家庭设备消费方面呈上升趋势，可以看出山东省农村汽车市场前景良好。

3结论

从上述分析结果中我们发现，改革开放三十多年来，山东省农村居民的消费倾向发生了显著的变化，对此我们有如下一些解释和结论。

（1）山东省农民消费总体上具有温饱型特征。山东省人均纯收入3000元以上的农民，对文教娱乐的消费和家庭设备的消费开始给予较多的重视。这同样能反映出山东省农村居民消费结构的变化。

（2）以简单消费为主，交通通信呈现出加快增长的势头，而食品作为生活必需品，其弹性最小。农民近年的耐用消费品的购买量在逐步增加，如冰箱、彩电、洗衣机、电脑等。但不少农民家庭购买了耐用消费品满足的是“精神消费”，是为了给人看，例如有农民买了冰箱以后并不开通使用，是因为使用的成本很高。

（3）由表3所示，近年山东省农民生活消费中，医疗保健的支出增长较快。

（4）山东省农民在住房方面的支出较高。由于许多原因，农民对住房的投资与城市人对住房的投资不好作比较分析，可以比较的是农民的住房投资与生产投资，而现在的情况是农民对住房的投资超过了对土地的投资。

由以上分析可知，山东省农村居民在住房项目上的支出增长较快。这与山东省购房政策的改革有着重要关联。近年来，许多农村居民在城镇购房的热情大增，正所谓“带着土地进城”，这在一定程度上刺激了农村居民的购房热情。但是获取宅基地，盖房，所以建房始终是一个农民投资的一个热点。

针对山东省农村居民在通信，医疗，家庭设备的项目消费支出的变化趋势，可作出以下政策改革：在通信方面，可以看出通信费用支出呈增长趋势，为提高农村居民通信消费的效用，合理消费，应针对农村居民的消费状况，制定符合农村居民的通信价格；在医疗方面，继续推行医疗改革，合作医疗政策，改变农村居民看病难、看病贵的状况；在家庭设备方面，应继续推行“家电下乡”的消费政策，扩大家电的范围，利用好农村消费市场。

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