居民消费结构论文汇总十篇
时间：2023-03-07 14:55:52
序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇居民消费结构论文范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。
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，彩票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。
篇（2）
1.食品消费食品消费直接影响城镇居民的物质生活和水平，人们只有温饱问题解决了才会出现其他消费，这是其他消费的基础。从国家统计局统计十年内我国城镇居民的食品消费情况可以得出：从2003-2012年，城镇居民的消费水平一直处于上升的阶段，并且从2007-2008年间，上升的速度是最高的。
2.衣着消费随着温饱问题的解决和人民生活水平的提高，人民开始其他的消费品，比如我日常生活中衣着的消费，通过数据分析中可以得出：2003-2012年，城镇居民在衣着消费水平的趋势也是呈现直线上升的趋势。
3.家庭用品消费家庭用品消费支出从2003-2012年也是一直处于上升趋势。城镇居民目前对高档耐用消费品的需求已经饱和,现处于更新的阶段,因而家庭用品的消费支出增加不大。随着更新换代的加快以及新的消费“热点”的形成,用品支出将趋于相对稳定,不会明显下降。
4.医疗保健消费从数据中可知，医疗保健支出比重一直呈上升趋势。一是表明人们生活水平提高了，开始注意保持健康的身体，二是物价上涨和各种收费提高使居民支出增加，并且居民的对健康方面的意识在不断地加强。
二、影响我国城镇居民消费结构的变化因素
1.城镇居民收入变化一切消费的最终形成必然依赖于一定的购买力来实现。收入水平的变化直接决定着消费结构的最终形成及变化，我们从两个方面加以分析。第一，从历史资料看，收入水平的不断提高推动着消费结构的改变。第二，从不同收入居民家庭看，不同收入水平决定着不同的消费结构。
2.物品价格变动价格是影响居民消费投向的重要因素之一，价格的变动，势必要影响到消费结构的变化。1978年以后，国家开始调整不合理的价格体系，食品价格提高幅度较大，从而使城镇居民恩格尔系数居高不下的重要原因；1993年，国家大幅度调整粮、油价格；自1988年物价猛涨，许多居民担心货币贬值，大笔资金投到日用品，特别是耐用消费品上。
3.国家政策变化分配政策的变化，使居民间收入差距扩大，从而打破了过去消费结构的趋同性，形成了具有一定层次梯度的消费结构。同时，由于各项改革措施的陆续出台，特别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，随着医疗制度改革、退休制度改革和养老保险的推进，消费储蓄的比例也会增加，这些都会改变消费结构。
4.消费者消费观念和心理的变化随着改革开放的进一步加深和收入的提高，居民的消费观念和心理发生了很大的变化求新、求奇、求美、求精的消费观念普遍被人们接受；攀比心理、追求名牌心理等也对居民购买行为有着重要的影响。人们越来越追求方便、舒适的生活。
篇（3）
一、引 言
当前我国经济放缓，显露经济停滞和通胀并存的迹象。统计数据显示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在减速，外储增加的1412亿美元中，经常项目顺差仅为298亿美元，②投资增幅跌至25%，5月份PMI指数为52.0%，环比回落0.9个百分点。③可见，如何扩大内需尤其是扩大居民消费需求成为当前政策的首要任务。事实表明，城镇居民消费一直是我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，当前扩大消费内需的关键在于扩大农村居民的消费需求。换言之，当前的消费问题，很大程度上就是农村居民消费需求结构问题。
关于农村居民消费结构问题，经济学界研究成果相当丰富，归纳起来，主要是从以下三视角展开的：一是从农村居民家庭的衣食住行等消费类商品消费
情况的视角来研究其现状：由于国家各项惠农政策的实施，农村居民家庭消费质量不断提高，表现为食品和衣着消费支出逐渐降低，文娱、交通通讯、医疗保健等消费支出逐渐增加。二是从转型的视角来研究农村居民消费结构的特征：农村居民消费结构逐步升级，未来20年居民消费结构将由生存型向享受型和发展型转变，并且农村消费结构升级滞后于城市。三是从消费差异的视角研究农村居民消费结构的差异：表现为城乡居民之间的消费结构差距扩大和农村居民群体之间的消费结构差距加大。本研究是从农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的互动关系视角，利用我国1978 -2010年经验数据，实证分析我国农村居民消费结构对产业结构和经济增长的影响，旨在为当前我国经济转型寻找原动力。
二、农村居民消费结构与转变经济发展方式的机理
（一）居民消费结构变动与转变经济发展方式的机理
从产业结构的视角看，居民消费结构是指各产业产品在居民最终消费中所占的比重，［1］因而产品结构是否合理，影响消费结构是否合理，而产业结构在一定意义上又决定了经济的增长方式。经济学家库兹涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量，而一个经济的产业结构又是由其生产方式所决定的。也就是说，居民消费结构变动与经济发展方式是相互作用相互影响的。具体地如下图所示。当居民消费结构发生变动时，首先通过价格机制引起生产消费资料的最终产品产业的生产调整，最终产品产业生产的调整会引起资源在不同产业间的重新分配，以居民消费结构变动为目的的不同产业协调发展必然促进经济发展方式转变。然后，经济发展方式引导和决定三大需求协调拉动经济发展，收入决定消费，经济的发展通过收入机制影响消费者行为，从而直接带动居民消费结构变动。简而言之，消费结构的变化决定着产业结构的变动，产业结构的变动决定着经济发展方式的变动，反之，经济发展方式的变动必须依据消费结构的变动进行调整。
居民消费结构与经济发展方式的相互作用机理（二）农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力
社会经济发展的终极目标是为了改进或提高广大人民的福祉，因而人们消费需求的满足状况、消费水平和消费结构提高程度成为衡量一个国家经济发展、国民经济是否良性循环的关键。目前我国有7.4亿农民、1.82亿农户，占中国人口的56.1%、世界人口的11.32%，④这是中国乃至世界最庞大的消费市场，具有最大的发展空间。然而，从目前发展现状看，无论是消费水平还是消费结构，农村居民与城镇居民相比，都落后10-15年。如，2009年农村居民消费水平为4021元，略高于城镇1994年的消费水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年农村居民平均每百户年度拥有彩电量为108.9台，大体相当于城镇居民1999年水平的105.43台。⑥可见，农村消费市场的发展是我国新一轮经济增长的契机，农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力。
三、农村居民消费结构与转变经济发展方式的实证分析
（一）模型的设定、变量的选择与数据的处理
向量自回归模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一种非结构化的动态联立方程模型，它可以同时揭示内生变量之间的即期关系和动态影响。基于此，本文采用VAR模型研究我国农村居民消费结构变动与产业结构和经济增长之间的长期均衡和短期关系，以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。考虑到统计数据的可得性及其代表性，选择相关变量和对相关数据进行处理如下。
文中采用农村居民的恩格尔系数(EC) ,即农村居民食品支出占消费总支出的比重，作为农村居民消费结构的代表变量。产业结构是中间变量，用三大产业占GDP比重，即第一产业比重（PFI），第二产业比重(PSI)、第三产业比重(PTI)作为产业结构的代表变量。经济增长指标用国内生产总值(GDP)指标，为了消除物价水平的影响，用历年生产总值指数对GDP进行调整，即按可比价计算。所选变量数据均根据《中国统计年鉴（1978-2010）》整理得来。为消除异方差，对以上五个变量做自然对数化处理，于是构建VAR模型为：yt=c+∑Pi=1A变量向量,At是带估计的参数矩阵， C是常数项，p是自回归滞后阶数，εt是随机扰动项。
（二）模型的估计与检验
1.单位根检验
由表1显示，五个变量都为不平稳的时间序列，经过一阶差分后为平稳I（1）过程，因此，可利用1978―2010年农村居民消费结构与产业结构和经济增长的经验数据来构建反映它们之间互动关系的VAR模型。表1单位根检验结果变量 ADF
检验值检验类型
注：检验类型中的C，T，K分别表示检验模型中含有截距项、趋势项、滞后值；临界值均为Mackinnon协整检验临界值；表示一阶差分。
2.VAR模型估计
在VAR模型估计中的一个重要问题就是滞后阶数的确定，通常可采用两种方法:一是LR(似然比)检验法，另一种方法是利用AIC信息准则、SC信息准则和HQ信息准则判断。根据样本数据计算相应的统计量，经判断初步选定滞后阶数为2阶，VAR模型具体估计式如下：
一般而言，第一个协整向量具有较强的经济解释能力，对第一个协整向量进行正规化后可以得到对应的协整关系表达式为:
由协整方程可以看出，农村居民消费结构与GDP的增长呈正相关，即GDP每增长1%，农村居民消费结构升级0.130801%。而三大产业的系数均为负值，显然，三大产业结构与农村居民消费结构脱节。因此，当前应高度重视农村居民消费升级对产业结构调整的影响，把握扩大农村居民的有效消费需求以及明确经济结构调整方向，增强产业结构调整的针对性和有效性，促进我国尽快走上消费驱动型经济发展阶段。
4.格兰杰检验
为考察农村居民消费结构变动与三大产业结构和经济增长之间存在的长期均衡关系是否构成因果关系以及方向如何，选择滞后期为2的格兰杰检验，结果见表3。表3
由表3可得出如下结论：其一，我国农村居民消费结构演变和第一、二产业结构之间存在单向因果关系，而第三产业与农村居民消费结构不存在因果关系。换言之，三大产业中，只有第一、二产业结构在一定程度上促进农村居民消费结构的升级，而农村居民消费结构升级对第一、二产业结构的拉动作用不明显。究其原因，三大产业结构与农村居民消费结构不相适应，特别是第三产业的发展与农村居民的消费需求相差甚远。其二，在0.1的显著性水平下，农村居民消费结构与经济增长之间不存在双向的因果关系。这意味着，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民的消费结构从生存消费需求向享受、发展需求层次转变。但是，农村居民消费结构对经济增长的促进作用却不明显。其三，第一产业与经济增长不存在双因关系，而第二、三产业结构与经济增长都存在双向因果关系。可见，第二、三产业对经济增长的贡献比较大，而第一产业相对较小。
5.脉冲响应分析
为了清晰地反映农村居民消费结构与产业结构和经济增长的动态影响，在VAR模型的基础上估计农村居民消费结构的脉冲响应函数，并根据相关指标的比较把响应函数追踪期设定为15年。由表4显示：一方面，当本期给第一、二、三产业一个冲击后，居民消费结构立即作出了响应，并且这一冲击对农村居民消费结构变动短期内影响较大，呈现一定的波动性，因此，三大产业的协调发展更有利于农村居民消费结构升级。另一方面，经济增长不仅在短期内对农村居民消费升级有明显的拉动作用，而且能持续形成对农村居民消费增长的正向响应，不过这种带动作用将会越来越弱。
6.方差分析
方差分解可将系统的预测均方误差分解为系统中各变量冲击所作的贡献，从而可以进一步考察我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的动态变化。具体分解结果如表5。
由表5可知:一方面，消费结构的冲击影响呈现先上升后下降的趋势，在第6期最高点27.14417%。三大产业结构的冲击影响是递增的，在第15年分别到达1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的变动中，0.000332%-27.14417%的波动可以由消费结构的变动解释0.328230%-1.148291%的波动可以由第一产业的变动解释，0.272053%-1.482778%的波动可以由第二产业的变动解释，3.709335%-23.53602%的波动可以由第三产业的变动解释。可见，农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。因此，调整产业结构，大力发展第三产业，促进我国农村居民消费结构升级是未来经济增长的最大原动力，这与理论分析相吻合。
四、结论与政策建议
综上可知：我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长具有长期的均衡关系；农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。然而，目前我国产业结构与农村居民消费结构存在着严重“错位”，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民消费结构升级，而农村居民消费结构演变并没有引起产业结构的改变，对经济增长的促进作用也不明显，从而导致农村居民消费慢于经济增长。因此，在当前和未来时期内，可从如下几方面促进农村居民消费结构的升级与优化，适时调整三大产业结构，实现经济增长方式的转型。
（一）建立农民增收的长效机制，稳定农村居民的消费预期
首先，建立农民增收的长效机制。农村居民消费取决于农民收入增长的长效性，因而要拓宽农民的增收渠道，既要从农业内部挖掘农民持续增收潜力，又要通过市场，增加农民的货币收入，从农业外部寻求增收途径，同时还要通过教育、培训等方式提高农民自身增收能力。［2］(56-57)其次，稳定农村居民的消费预期。目前我国农村居民面对农业生产、疾 病等方面的不确定性，不得不减少当前消费，增加储蓄以增强抵御不确定的风险。据调查，农民一次大病的平均花费7000多元，几乎等于一个家庭一年的全部收入。⑦因此，扩大公共财政向农村倾斜，完善农村教育、医疗等社会保障体制，增强农村居民消费信心，从而促进农村居民消费支出及其支出结构的升级。
（二）把握农村居民消费热点，引导农村居民消费结构优化与升级
消费热点反映出消费者新的消费愿望，构成了消费者对未来消费的潜在需求的方向。随着农民收入水平的提高，农村居民消费逐渐升级。因此，要关注农村居民消费需求的新动向，把握农村消费热点。一方面，加强舆论导向，引导农村居民合理的消费行为。另一方面，以农村居民消费热点为增长极，适时调整产业结构，引导农村居民消费结构的升级。这样既能使企业生产实现有效供给，又能使农村居民消费需求结构的变化成为产业结构优化升级的强大动力。所以，政府可以通过宏观调控政策培育农村消费热点，［3］(29)如调整财政资金的使用方向、力度和节奏，采用各种转移支付手段来改变产品的相对价格，在农村市场培养那些示范效应强，能够带动相关产业发展、辐射作用大的消费热点，引导农村居民消费结构升级。
（三）以农村居民消费结构升级为导向，促进产业结构调整
首先，适时调整农业结构，发展农业生产，增加农产品的有效供给。一方面，把握市场消费需求，合理调整农业生产结构和农业的品种结构；另一方面，根据市场消费结构，发展高产优质高效农业，不断推出农产品消费热点；同时，提高农产品的科技含量，构建优势产业群体，延伸产业链条，推进农业产业升级。其次，面向农村消费品市场调整第二产业结构，生产适合农民消费水平的工业消费品。第三，大力发展农村服务业，加大公共财政对农村的基础设施的投入力度，改善与农民生活消费相配套的“硬”环境和“软”环境，提高农村居民消费的幸福指数。
（四）缩小城乡居民消费差距，促进消费公平
消费差距在很大程度上源于收入差距。所以缩小城乡居民消费差距，应从合理调节城乡居民收入差距入手。首先，稳定和完善农村税收政策。继续通过对农业生产资料从生产到销售各个环节实行税收减免，降低农业生产资料的成本；完善现行对农产品征收增值税制度，应将增值税延伸到农业生产环节，切实减轻农民负担。［4］(177-179)其次，完善农村土地产权制度。数据资料分析表明：⑧农村居民土地价值下降是城乡居民财产占有水平差距扩大的重要原因。因此，应从保护农民土地权益出发，健全土地承包权流转的方式和程序，缓解农地关系紧张的矛盾，提高资源的利用效率，使农民能够获得通过市场化运作土地资产在流转中带来增值的收益。第三，建立和完善补偿机制，着力改善农村低收入群体的的生产和生活条件，增加低收入者的消费能力。
注 释：
①中华人民共和国国家统计局.stats.省略/tjsj/jidusj/
②余丰慧.智慧应对中国经济不确定性风险［EB/OL］.中国宏观经济信息网.2011-5-30
省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml
③中国宏观经济信息网.5月中国制造业PMI为52%经济增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml
④中国人民大学课题组.扩大农民消费问题研究――背景和意义(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791
⑤中华人民共和国国家统计局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑥中华人民共和国国家统计局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑦韩 俊，罗 丹.中国农村医疗卫生状况报告［J］.中国发展观察, 2005(1):16
⑧张 鑫.中国城乡居民收入差距及其成因的演化路径研究［D］.辽宁大学博士论文，2009（11）：183-184．
主要参考文献：
［1］姜 涛．转型时期中国居民消费升级的产业结构效应研究［D］．山东大学博士论文，2009．
［2］贺喜灿．人力资源开发视角的农民增收长效机制研究――以江西为例［D］． 南昌大学博士论文，2010(6)．
［3］杨志安，王 娜，张 磊．中国农村居民消费热点培育问题研究―基于ELES模型［J］．经济与管理研究,2010(12)．
［4］刘 利．中国城乡居民收入差距：理论分解•现状评判•对策思考［D］．吉林大学博士论文，2010（5）．
Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic
Development Model: Evidence from 1978 to 2010
篇（4）
21世纪初中国经济发展进入工业化中期阶段这一时期我国居民消费结构将随着产业结构、收入分配结构.人口结构等一系列结构的变动特别是经济体制改革的深化而发生剧烈变化。
凯恩斯主义指出总需求不足是经济萧条的一个重要原因但由此从理论上推论出只要将总需求提高到与总供给相等的水平就能恢复经济均衡则是有问题的，因为经济均衡不仅取决于供给与需求在总量上的相等，更取决于在结构上的一致。因此研究居民消费结构的变动对扩大国内需求、促进经济持续增长有着十分重要的意义。
一、居民消费结构升级的机理
居民消费结构是指消费储蓄结构和消费支出结构的统一按照国际经验人均GDP超过1000美元之后将触发国内社会消费的结构升级。2003年我国人均GDP达到109。美元国内居民的财富积累达到了消费升级的临界点居民消费将出现显著的结构性升级换代，伴随着消费结构性升级消费支出也将大幅增加。社会生产力的发展和科学技术的进步是导致居民消费结构升级的根本动因。一方面随着经济的发展居民收入必定会不断增加。消费函数理论表明收入是消费的决定因素，居民收入是消费需求的基础。居民消费结构升级是源于居民收入的不断提高而居民收入的提高依赖于经济的发展。由于居民收入变动方向和居民消费变动方向的一致性在居民收入不断提高的前提下，必然导致消费总量的增加和消费结构升级。另一方面社会生产力和科学技术的不断发展，导致社会总供给及其结构不断升级为消费需求增长和消费结构升级提供了可能性和条件。一般地社会总供给可分为基本性消费品、享受性消费品和发展性消费品。在生产力发展初级阶段社会总供给以基本性消费品为主，与此相应的居民消费结构中基本的、必需的消费品占较大的比重此时消费结构是低级的。随着生产力的不断发展各种享受性和发展性产品不断增多产品的质量也不断提高，在社会总供给结构中享受性和发展性产品的比重不断提高，实现了结构升级与此相应的居民消费结构中享受性和发展性消费品的比重逐步上升，此时消费结构也会逐步升级(表)。据世界银行对40多个国家的消费发展状况调查表明由日常消费进入住、行等重大消费升级一般发生在人均GDP达到1000美元以上。当一个国家人均GDP达到1000美元时住房消费开始进入快速增长期;当人均GDP达到300。美元时将进入汽车消费快速增长期。我国目前人均GDP已超过1000美元且有三分之一的省市人均GDP超过1500美元上海、深圳、广州、北京等大城市人均GDP已超过300。美元。这为消费水平从万元级向十万元级或几十万元级升级提供了积累和准备，可以说消费结构升级在我国已初见端倪。
二、我国消费结构的国际比较
与主要国家和地区人均GDP1000美元时消费结构比较我国居民消费支出结构具有如下特点
1我国生活型消费比国际水平偏高。2003年我国人均GDP达到109。美元在城镇居民中只有中等收入户、中等偏上收入户和高收入户等60%的居民家庭达到人均GDP1000美元时恩格尔系数41%以下的国际平均水平全国76%的人口恩格尔系数没有达到应有水平。
2农村居民居住类消费支出比重过高。2003年我国城镇居民居住类消费支出比重为11%基本和主要国家不相上下农村居民居住类消费支出比重高达16%大大高于平均水平尤其是农村高收入组居民2003年的恩格尔系数为38%基本相当于主要国家和地区人均GDP1000美元的消费水平但其居住类消费支出比重高达19%和主要发达国家人均GDP20000美元左右时的居住类消费支出比重不相上下与其实际收入水平和消费水平严重不相匹配这对农村居民的其它类别消费具有严重的挤出效应不利于农村消费市场的启动。
3.其他发展享受型消费不足。我国居民家具、家庭设备消费支出比重不足:2003年我国城镇居民和农村居民家具、家庭设备及服务类消费支出比重分别为6%和4%，都大大低于主要国家和地区的平均水平说明我国家电市场仍有发展空间，尤其在农村市场，彩电、冰箱、洗衣机等日常家用电器的普及水平还有待提高。
4教育和医疗消费偏高。我国城镇居民文教娱乐支出比重达14%，其中城乡居民用于教育方面的支出占到50%，而一般国家这类比重为20%。世界上大多数发达国家或地区以财政对教育的投入为主我国也应该采取措施逐步减轻居民教育负担.为扩大其它消费创造条件。
三、我国消费结构变动的趋势预测
目前，随着我国经济的快速增长，城乡居民收入的稳步提高(表)使得我国居民的消费结构进入了加快升级阶段新的消费热点开始启动。未来我国居民的消费活动将进一步活跃消费率将继续提高，消费总量将持续增长。
我国居民消费结构升级的发展趋势主要体现在以下几方面
1居民消费结构进入升级换代的剧变期。根据发达国家的经验，人均GDP达到100。美元时，消费结构升级加快每一经济发展阶段都有不同的消费热点不断切换。在现阶段，我国人均GDP已达到130。美元，因此居民消费结构变动将由前一阶段的平面扩张缓变期进入升级换代的剧变期导致居民消费结构升级进一步加快。
2.居民消费结构由生存型的温饱消费向享受型、发展型的现代消费转变。世界各国的发展经验表明，人均GDP达到100。美元一3000美元时，居民消费由温饱消费向现代消费转变。纵观近几年的我国居民消费结构的变化消费的内容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格尔系数将进一步下降，非恩格尔系数如医疗、保险、娱乐教育、文化服务等发展型甚至享受型消费系数呈上升趋势，消费结构将出现良性变动。
篇（5）
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
二、甘肃省居民消费对经济增长的贡献率
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元，2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
篇（6）
引言
随着居民收入的逐步上升与生活质量的不断提高，居民生活引发的碳排放会越来越大。在国家积极探索内需拉动经济的同时，如何有效地降低居民部门对碳排放的影响，是中国实现可持续发展、可持续消费的重要方面。促使居民生活碳排放减少的因素主要有居民消费碳排放系数、平均消费倾向、平均家庭规模、居民能耗结构等[1-3]，不过不同因素影响效应的程度与减排潜力存在明显区别。首先，平均消费倾向呈现逐年下降的趋势，对居民生活碳排放起着明显降低效应，但不能依靠该因素达到降低碳排放的目的，因为这与国家大力刺激内需政策相左。其次，平均家庭规模虽是降低趋势，但不可能一直缩小下去，按照2014年放开单独“二胎”政策，倡导理想家庭模式为“三或四口之家”，所以未来依靠缩小家庭规模以达到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗结构呈现出无序的变动态势、各种能源比例需要进一步升级、优化，尽量使其对居民碳排放的影响效应明显化。最后，文献对于碳排放强度对碳排放的显著降低影响有着一致的结论[4-7]，这对研究中国居民消费碳排放系数对其碳排放的影响效应有重要借鉴意义，因此居民消费碳排放系数就成为基于居民部门节能减排工作的重要突破口。而居民消费碳排放系数取决于居民消费水平、居民消费模式以及居民生活用于购买能源产品的数量，属于影响居民部门碳排放的内生因素[8-10]，简而言之，与居民消费结构密切相关。鉴于此，根据居民消费结构与碳排放系数的变动特征，在考虑城乡居民消费差异情况下，探讨前者对后者的影响效应，并对使其降低的有效途径进行相应探索是非常重要的。
1 居民消费结构与居民消费碳排放系数的变动
1.1 居民消费信息熵
消费支出用途与所占比重不同，无法综合度量居民消费结构的动态演变规律，信息熵可以很好地解决这个问题。信息熵（Information Entropy）是对一种物质或体系运动无序度的量化[11]，反映其变动结构特征。将信息熵引入居民消费可以很好地考虑到不同消费项目所占的比重，反映居民消费结构演变规律。根据信息熵的计算公式，居民消费信息熵的计算方法如下：
为居民消费信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示类消费支出， 为 类居民消费支出。 综合考虑各种消费支出的比重变化，反映居民消费结构特征，是对居民消费无序度的量化。数值越大，表示居民消费无序度越大；良好的居民消费结构是从无序向有序、由低级有序向高级有序的演变。但并不表示数值越大，相应的消费结构越好，而在有序的变动过程中，趋于稳定，才视为良好的发展状态。
1.2 居民消费碳排放系数
借鉴生产总值碳排放强度与能源碳排放系数的定义，居民消费碳排放系数称为万元居民消费碳排放，表示为满足单位居民消费水平所消耗的能源产生的碳排放。尽可能在满足居民生活需求与提高生活质量的情况下尽可能降低满足单位居民消费水平（或效用）所造成的碳排放，是国家积极探索内需启动经济发展、倡导可持续消费模式的重要方面。
1.3 居民消费结构与居民消费碳排放系数的动态演变特征
由图1所示，1985～2013年中国居民消费结构与碳排放系数呈现不同方向阶段性波动：
1985～1987年居民消费信息熵缓慢上升，居民生活水平较低，恩格尔系数较大，居民消费限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消费信息熵有轻微下降，主要由于家庭设备用品及服务类消费支出的比重上升，引起结构变动的混乱；同时家用耐用消费品的增加，加大居民生活对能源的消耗，造成碳排放系数上升。1993～2002年居民消费结构中食品与衣着类支出比重逐渐下降，居住、交通通信、家庭设备用品及服务等支出比重持续上升，居民消费结构处于由低级向高级的逐渐转变过程中，居民消费水平有了显著提高，快于居民生活碳排放，进而居民生活碳排放系数持续下降。
2003～2007年居民消费结构持续升级，引发居民对住宅、汽车与家用电器等消费热点的需求，引起居民生活碳排放增加。这一时期居民的平均消费倾向整体下降，但对这几类的消费倾向是上升的，进而促使这一时期居民生活碳排放系数的提高。2008～2013年居民消费信息熵与居民生活碳排放系数呈现不同方向变动，前者持续增加，能源与环境压力的持续增强促使节能减排成为“十一五”规划中重要的约束性指标[10]，政府大力倡导与宣扬可持续消费或绿色消费，鼓励消费节能型产品，引导居民生活减少对能源的压力，促使居民生活碳排放系数下降。
由上文分析不难看出，1985～2013年不同时段我国居民消费结构对居民消费碳排放系数的影响效应存在差异[12]。因此，中国居民消费结构如何升级、优化调整才能促进居民部门节能减排工作的顺利进行呢？明显看出，居民生活碳排放系数与居民消费结构变动之间呈现的是非线性特征，因此不能简单地应用以往的线性模型设定两者关系，应该建立适合两者真实互动的关系的模型。阈值协整模型主要分析非线性序列，不同于以往假定变量之间呈现线性关系的模型，因此在考虑城乡居民消费差异的情况下，构建非线性阈值协整模型，揭示中国居民生活碳排放系数因居民消费结构变动与城乡居民消费差异不同而呈现机制转移的非线性效应。
2 理论模型
2.1 城乡消费差异的泰尔系数
由于我国呈现二元结构，城乡消费水平存在很大差距，而居民消费水平受城乡消费水平差距的影响，因此构建基于居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型时，需要兼顾城乡居民消费水平的差异。文献中度量城乡居民消费水平常常采用人均消费支出，但该指标没有反映城乡居民人口比重的变化，故计算度量城乡居民消费水平差异泰尔系数[13]，计算公式如下：
其中 分别为城镇居民与农村居民， 为消费水平， 为人口。结果表明居民城乡消费水平差距呈现先上升，继而缓慢下降的变动趋势。
2. 2 阈值协整模型的设定
表示居民消费碳排放系数， 表示居民消费结构变动信息熵， 表示城乡居民消费差异的泰尔系数。为表征居民消费结构变动对居民碳排放系数呈现非线性影响效应，需要定义非线性光滑转移函数 ，大小位于 连续函数，反映居民消费结构对其碳排放系数的影响效应随着变动程度的不同而发生变化。其中 为阈值变量， 为机制转移的位置。 为光滑参数，反映两个之间平缓速度的快慢。 为阈值参数，表示机制发生转移时阈值变量的取值。因此，居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型可设定为：
3 模型的检验与估计
3.1 变量的单位根检验
为确保数据适合构建阈值协整模型，虽然变量不一定是平稳序列，但一阶差分序列必须是平稳的。换言之，要求变量为一阶单整序列，即要通过变量的单位根检验。运用常用的两种单位根检验方法即 与 法进行检验，结果显示，虽然居民消费信息熵、碳排放系数与城乡居民消费差异的泰尔系数不平稳，但一阶差分不存在单位根，即三个变量是属于一阶单整序列，可以进行下一步的操作。
3.2 有关平滑转移函数 存在与形式确定的检验
确定平滑转移函数 是否存在与具体的形式，首先确定机制转移发生的位置参数，其次进行非线性检验，证明在位置参数确定的情况下所设置的模型呈现非线性；最后确定平滑转移函数的具体形式。
3.2.1 确定机制转移位置参数
位置参数的确定方法是基于平滑转移函数的三阶泰勒展开[14-15]，将展开式代入式（3），重新参数化后得到：
针对不同的 运用OLS对式（2）进行估计，根据 函数值最小确定相对最优模型，或者拟合优度即 最大时所对应的 即为机制发生转移的位置参数。本文选取 的取值范围在 ，根据表1的结果，选取 最大时对应的 。
3.2.2 非线性检验
进行非线性检验，运用基于极限分布为 的 检验，原假设为不存在非线性，即展开式中 ，拒绝原假设，认为该模型存在非线性。由表2的检验结果得知，拒绝存在线性的原假设，即该模型存在非线性。
3.2.3 平滑转移函数 具体形式的确定
通常平滑转移函数形式有两种，指数函数与逻辑函数，检验方法仍是 检验，不过原假设与备择假设的设定不同，本文设定原假设 ； ； [16-17]，如果不拒绝 而拒绝 ，则式（4）中 为指数函数，否则为逻辑函数。根据表2的检验结果，拒绝 ，则可确定函数形式为逻辑函数。
3.3 阈值协整检验
根据估计的平滑转移函数 的形式对式（4）进行估计，若模型估计的残差是平稳序列，则该模型为阈值协整模型。可以采用部分残差进行检验[18]，检验统计量设定为：
4 实证分析
4. 1模型的估计结果
为确定阈值参数，对式（4）进行 迭代估计，直至残差平方和最小，估计结果如下：
光滑函数的结果反映在考虑城乡居民消费差异的情况下，居民消费结构对居民生活碳排放系数产生长期效应，呈现非线性特征。其中光滑参数 ，表明这种非线性效应机制转移的速度较为缓慢。
4.2 分阶段分析
阈值参数 表明居民消费结构对居民消费碳排放系数的非线性转移发生在居民消费信息熵等于1.905处。如图2所示，1985～2002年居民消费信息熵小于估计的阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于0或接近于0。居民消费结构对碳排放系数的影响效应遵循第一机制，由 反映。1985年与2002年居民消费信息熵分别为1.56与1.85，城乡居民消费差异的泰尔系数分别为0.76与0.94，由于居民消费结构的变动引起居民生活碳排放系数分别下降了0.31与0.48。其他年份具有类似的结果，即在居民消费以“衣食住”为主的消费模式，居民消费水平还未达到小康水平，居民消费结构比较单一，处于低级变动状态时，对居民生活碳排放系数的影响效应为负，利于居民生活能源效率的提高。
当居民消费信息熵围绕在估计的阈值参数 周围波动时，估计的光滑转移函数 介于0与1之间，从而使得居民消费结构变动对居民生活碳排放系数的影响效应在第一机制与第二机制之间平滑转移，由 反映，影响效应由负向正、继而由正向负平滑转换。2003～2007年居民消费结构中私家车、住宅、高端通讯工具等成为新的消费热点，消费支出总量与比重快速增加，从而加大了居民生活碳排放。在2003年与2007年使得居民生活碳排放系数分别提高0.48与0.51，表明居民消费结构处于众多消费项目分别变动，较为混乱的变动状态，尤其是高能耗消费的增加，提高了居民生活碳排放系数。
2008～2013年居民消费信息熵大于估计阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于1或接近于1，这段时期居民消费结构对居民生活碳排放系数的影响效应服从第二机制，由 反映。居民消费结构中各消费项目呈现不同方向的变动，但逐步形成以住宅、交通通讯、家庭设备用品及服务与教育文化娱乐服务类支出为主，食品支出为辅的消费格局。“节能减排”理念引导居民向低能耗与低排放的方向转变，引起居民生活碳排放系数在2008年与2013年分别下降了0.124与0.127，居民消费结构变动对碳排放系数的影响效应为负，有利于居民生活中节能减排。但作用程度较弱，说明通过居民消费结构变动促进居民部门节能减排这一途径还有很大的潜力与空间。
4.3 对居民生活碳排放系数的偏效应
根据估计结果分别计算居民消费结构与城乡居民消费水平差距对碳排放系数的偏效应。如图3所示，居民城乡消费水平差异的泰尔系数对居民生活碳排放系数由负效应逐渐向正效应转变，并且有逐渐增加的趋势，表明城乡消费差距逐渐成为阻碍居民部门节能减排的重要因素。居民消费结构的变动对居民生活碳排放系数的偏效应，呈现先降后升，而后由升向降平缓转移的影响态势，不过后续降低效应不具有明显性。
5 结论
在考虑城乡居民消费差异情况下，构建居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型。得到主要结论如下：
第一，1985～2013年中国居民消费结构变动对居民消费碳排放系数的长期效应，因消费结构优化、升级变动，而呈现非线性的转换与演变：1985～2002年居民消费结构中“衣食”类支出逐渐下降，“住行用教”类支出比重上升，两者比重接近，逐步形成“两足鼎立”的消费模式，居民消费结构对碳排放系数的影响效应服从第一机制，呈现负效应。2003～2007年居民消费中“住行用教”类支出大幅度上升，并且属于高碳排的消费项目，引起居民生活碳排放系数上升，这一时期居民消费结构呈现增加效应，在第一机制与第二机制之间平缓转换。2008～2013年受节能减排政策以及可持续消费模式的影响，居民消费逐步向低能耗、低排放方向演变，进而引起居民生活碳排放系数的降低
第二，与之相一致，居民消费结构变动对碳排放系数的偏效应由负向正转换，继而向节能的方向演变，但负效应不是很显著。同时城乡居民消费差异对居民消费碳排放系数的影响效应整体上呈现负效应，逐渐向正效应演变，表明城乡消费差异不利于居民部门碳排放系数的降低。
从长期上看，中国需要进一步优化居民消费结构，提倡可持续消费模式、降低居民消费碳排放系数；同时缩减城乡居民消费差异，提高区域消费水平均衡化，从居民部门出发，促进节能减排工作的顺利进行。
参考文献：
[1] Lenzen M.Primary energy and greenhouse gases embodies in Australian final consumption：an input-output analysis[J].EnergyPolicy，1998（6）：495-506.
[2] Weidman Thomas.Examining the global environmental impact of regional consumption activities-parts 2： review of input-output models for the assessment of environmental impacts embodied in trade. Ecological economics， 2005.
[3] Park Hi-Chun.The direct and indirect household energy requirements in the Republic of Korea from 1980 to 2000-An inputCoutput analysis [J].Energy Policy ， 2007.
[4] Munksgaard J，Pedersen K. A，Wier M.Changing consumption patterns and CO2 reduction[J].International Journal of Environment and Pollution，2001，15（2） ：146-158.
[5] Vringer K，Blok K，Engelenburg B，Determining the primary energy requirement of consumption patterns[J]. Economics for Industrial Ecology， 2006.
[6] Qu Jiansheng，Zeng Jingjing，Li Yan，et al.Household Carbon Dioxide Emissions from Peasants and Herdsmen in Northwestern Aridalpine Regions，China[J].Energy Policy，2013（57）： 133-140.
[7] 柴士改.最终消费能源消耗及其碳排放研究[D].中南财经政法大学博士论文，2013：146-166.
[8] 周平，王黎明.中国居民最终需求的碳排放测算[J].统计研究，2011（28）7：72-78.
[9] 彭希哲，朱勤我国人口态势与消费模式对碳排放的影响分析[J].人口研究，2010（34）1：48-58.
[10] 汪同三，吴承业.21世纪数量经济学第11卷[M].社会科学文献出版社，2011.294-304.
[11] 耿海青，谷树忠，国冬梅.基于信息熵的城市居民家庭能源消费结构演变分析-以无锡市为例[J].自然资源学报，2004（2）：56-62.
[12] 向书坚，柴士改.最终需求间接能耗核算模型的改进研究[J].中国人口.资源与环境，2014（2）24：47-54.
[13] Shorrocks A.The Class of Additively Decomposable Inequality Measures， Econometrical， 1980：613-626.
[14] Choi，P.Saikkonen.Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions， Journal of Econometrics， 2004：341-365.
[15] Dijk V D.T，erasvirta P.H.Franse.Smooth Transition Auto regressive Models-A Survey of Recent Developments.Econometric Reviews， 2002：147-150.
[16 ] Sarantis N， Nonlinearit ies，Cyclical Behavior and Predictability in Stock Markets： International Evidence， International Journal of Forecasting ， 2001：459- 482.
[17] Terasvirt T.Specification，Estimation，and Evaluation of Smooth Transition Autoregressive Models，Journal OF The Americann Statistical Association， 1994：208-218.
篇（7）
第一章 绪论
1.1 论文选题的学术和实用意义
中国消费市场的发展态势，既是我国新一轮经济增长的隐患和契机，同时也是撬动世界经济的杠杆。目前，我国经济增长过分依赖于投资与出口，对消费需求的重视严重不足，这必将导致经济增长原动力的倾斜，抑制国民经济的健康和可持续发展。我国城镇居民消费一直是构成我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，消费需求的发展趋势很大程度上反映了国民消费需求的发展趋势，扩大消费内需的关键在于发展城镇的消费需求，刚起步的消费市场才是未来我国消费市场的重点和热点。其重要性不仅体现于庞大的市场规模，也体现于巨大的市场潜力。马克思在《资本论》中说:“没有离开消费的生产，消费为生产提供最终的动力”。在经济学 GDP 分析中，消费、投资和净出口被誉为拉动经济增长的“三驾马车”，其中作为总需求构成因素之一的消费需求对经济增长具有持久的推动力。最终消费是由居民消费和集团消费两部分组成，居民消费又可分为城镇居民消费与农村居民消费两类。随着我国计划经济体制向市场经济体制的转轨，国民经济基本保持健康平稳的发展，社会产品日益丰富，居民生活消费选择空间不断加大，消费对生产供给及国民经济发展的反作用力越来越明显。
消费作为国民经济活动中的重要一环，在经济生活别是对经济的增长起着根本性的作用。这主要体现在：从需求方面看，消费对经济具有直接与间接拉动作用；从供给方面看，消费能够创造出生产发展所必需的人力资源，从而创造出社会生产力；从均衡性角度看，消费又起着“自动稳压器”的作用，防止国民经济大幅度地波动；从结构方面看，消费结构变动是产业结构变迁的根本动因，可引导产业结构不断地升级，促进经济增长。从理论上讲，消费结构问题是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。居民的消费结构，不仅仅涉及消费领域的问题，更是社会再生产过程中的一个重要问题。从社会再生产过程来看，衡量一个国家经济发展的水平和层次，衡量一个国家国民经济运行的状况是处于良性循环状态还是处于不良运转时期，关键问题之一就是看居民的消费结构是否合理。进行消费结构的分析研究，对了解居民自身的合理消费、社会消费水平、社会经济结构及其变化以及进行宏观经济调控、平衡市场供给与需求，都具有很重要的作用。就杭州市区城镇的情况来说，经过改革开放二十几年的发展，特别是自 1995年杭州市以来，居民生活水平有了跨越性的提高，当前正处于从初步小康型向全面小康型转变的关键时期。同时，杭州市国民生产总值的增长和居民收入水平的不断提高，城镇居民家庭生活消费水平，特别是消费结构较以往发生很大变化。细致地研究近几年来杭州市居民的结构变化状况，系统地把握消费结构变化同经济增长的关系，对准确把握居民消费需求、促进居民消费具有指导意义。从经济发展的角度，微观方面，可以为企业、商品生产者组织生产、合理决策提供现实参考；宏观方面，可以为本市的产业结构调整和国民经济的宏观决策提供依据，达到优化产业结构、合理配置资源、促进经济稳定增长的目的。
1.2 论文研究目的，内容和技术路线
① 研究的目的
1）利用理论分析和实证分析的方法了解杭州市城镇居民消费消费支出结构变动的特征，寻求影响杭州市区城镇居民消费变化的因素。
2）通过恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型对城镇居民消费结构进行研究分析
3）根据消费变动的原因和与经济增长的关系，得到合理化结论，为政策制度的建立和完善提供依据。
② 研究的内容
研究是以杭州市城镇居民消费结构变化为考察和分析对象，研究的时期主要是 1995 至 2008年杭州市城镇居民消费状况。主要研究内容：
1）概述城镇居民消费结构的基础理论和内涵，消费结构变化及发展的一般趋势和意义，论述城镇居民消费结构变化对经济增长的影响。
2）运用恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型，计量经济分析方法、统计分析方法和比较分析法，对杭州市城镇居民消费结构变化进行分析，对城镇居民家庭消费结构的变化和特点进行分析，找出消费变化中存在的问题，提出合理化对策建议。
③ 技术路线
1）首先是对消费结构的综述，描述国内外的消费结构的研究，再对消费结构概念和应用的阐述。
2）然后是对杭州市城镇居民的消费统计数据和家庭消费数据样本进行分析，根据需要选取建立消费函数、扩展线性支出系统(ELES)模型的方法，对杭州市城镇居民消费影响因素变化和特征进行实证分析，找出影响的主要因素。
2）再是对城镇居民的消费结构研究方法的一个总结。
3）最后从实证论的角度，论述城镇居民消费结构变化与经济增长之间存在着相互联系、相互依赖、相互补充、相互促进、相互制约的关系。针对主要影响因素给出促进经济增长的可行性对策建议，给出政策制度的合理依据。
1.3 国内外研究现状综述
1.3.1 国外消费结构的研究综述
西方对消费结构的研究较早，17 世纪末，乔治金对曾对工人阶级生活消费进行了系统的研究，当时消费结构被称为“预算分析”或“收支研究”。他不仅从宏观的角度分析了国家消费支出的构成情况，还从微观的角度分析了英国家庭的生活消费支出结构。最早提出“消费结构”这一概念是在 19 世纪末 20 世纪初，爱德华迪克佩蒂阿格兹收集了不同社会阶层、不同收入组的消费结构资料，并首次提出家庭消费结构消费支出的分类方法。弗里德里克勒普拉尔对消费结构的研究主要是调查每一家庭的生活收支情况，目的为了社会改革服务【1】。 研究消费结构最突出的代表人物就是德国统计学家和工程师恩斯特恩格尔，1857 年他在研究当时欧洲大陆居民几十年的消费数据，特别是居民的食品消费与总消费以及与总收入之间的关系后提出：一个家庭收入越少，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越大；反之，一个家庭收入越多，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越小【2】。这就是世人所熟知的著名的“恩格尔定律”。马克思在分析社会资本再生产时，把社会生产两大部类中的生产消费资料的部类进一步区分为生产必要生活资料和生产奢侈消费资料这样两个分部类【3】；此外在《剩余价值理论》中，马克思把消费品区分为以商品形式存在的消费品和以服务形式存在的消费品【4】。这实际上以宏观的角度分析了消费结构。恩格斯也曾把消费资料划分为生存资料、享受资料和发展资料，揭示了人们的消费结构从低向高发展的历史进程。列宁则更明确地指出过：“一定的消费状况是比例的要素之一”，他还概括了需求上升规律，即一个国家的生产率较高，工人的工资也较高，满足的需求也就较多【5】。这些都是对消费结构的阐释。当代西方消费经济理论是在古典消费经济思想和理论的基础上发展起来的，其主要内容包括：消费者行为理论、消费函数理论、消费结构理论、消费水平理论、消费品的供给和分配中的政策和技术问题等等。近现代许多西方学者对消费理论提出了各种假说，如凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝里的相对收入假说，弗里德曼的持久收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等，为消费结构的研究奠定了理论基础。到了 20 世纪 60 年代，西方经济学家开始把家庭作为消费决策的基本单位，分析消费结构。其中，希尔提出“家庭文明”分析，斯梅尔塞等提出家庭消费支出功能分析，威廉威尔斯和乔治古伯尔利用“家庭生命周期”对消费行为进行分析，体现了消费结构在家庭消费中的变化趋势。在研究方法上，恩格尔定律被提出以后，它的适用性得到了现代西方经济学家普遍认同，随着经济学家对消费结构变化的不断研究，按照恩格尔定律的基本规律，得出了衣着消费支出类似食物消费支出的变化规律，称之为恩格尔定律的引申定律。在研究各国居民生活水平时，经济学者经常使用恩格尔系数来表达自己的学术观点，也是定量研究消费结构的开端。最近几年，消费结构的主要研究方法是线性支出系统模型及扩展的线性支出系统模型。线性及扩展的线性支出系统是用收入水平、价格水平等做解释变量，只能反映总支出和价格变动对消费结构的影响，对一些潜变量对消费结构的影响，如地区因素、收入分配因素、预期因素等潜变量对消费结构的影响无法显现出来。因此，一些国外学者提出用面板数据的方法研究消费结构，即用 PanelData 方法分解潜变量对消费结构的影响，主要代表人物有乔晨、马蒂尔斯和塞维斯特，该方法在消费结构研究中有着广泛的应用前景，使消费结构研究进入了崭新的阶段。
1.3.2 国内消费结构的研究综述
我国对消费结构研究起步较晚，发展迅速。著名经济学家董辅礽教授在 1963发表的《关于消费问题的探讨》一文中指出“社会主义社会劳动者的消费构成，一方面是由他们的需求结构决定的，另一方面是由消费基金的物质构成决定的。”这里的消费构成等同于消费结构。改革开放后，党和政府开始对此高度重视，消费结构的研究真正活跃起来，对消费结构的全面深入的理论研究开始进行，从“六五”起到“九五”国家都将消费结构方面的研究列为社会科学研究基金项目。1983 年由尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》填补了我国经济科学一个空白，开拓了经济理论研究的新领域。在这部著作中，尹世杰教授专门分章系统研究了消费结构问题，是我国进行消费结构理论研究的开端。
八十年代中期至上世纪末是我国消费结构理论发展的十分重要的阶段，在这十几年里相继出版了几部专门研究消费结构的专著，包括中国社科院杨圣明教授于 1986 年所著的《中国消费结构研究》；山东大学林白鹏教授于 1987 年所著的《中国消费结构学》和1993 年所著的《中国消费结构和产业结构关联研究》；尹世杰教授于 1988 年所著的《中国消费结构研究》和于 2000 年所著的《中国消费结构合理化研究》。这些著作把中国消费结构学的研究推上一个又一个的新台阶，并且基本构筑起了我国现有消费结构理论体系。杨圣明教授在《中国消费结构研究》中从宏观和微观两个方面入手，研究了消费结构及其之间的相互关系，书中建立了数学模型和对消费结构的预测方法，这些方法至今仍有较大的借鉴意义。林白鹏教授《中国消费结构学》中把消费结构作为一个要素放在社会再生产这个大系统中研究，指出：“消费结构的变化的不同阶段是生产力一定发展水平的反映，在社会主义国家研究消费结构有特殊意义”。在《中国消费结构与产业结构关联研究》中，林白鹏教授首次将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。他认为产业结构和消费结构是两种相辅相成的经济要素，产业结构只有适应消费结构的变化，才能从根本上解决生产与消费的矛盾，使产业结构的调整与人民生活水平的提高结合起来。
尹世杰教授的《中国消费结构研究》一书是以我国居民的生活消费结构为着眼点，以消费需求为始点，以经济、社会、文化等影响消费结构的诸因素为内容，以消费结构合理化为目的，并以满足人民群众消费需求和提高消费质量为终点，建立了自己的消费结构理论体系。为解决我国经济发展中居民消费结构出现的新情况给予了理论指导。他的新著《中国消费结构合理化研究》更反映了当代消费结构研究的最新成果，开创了消费结构研究的新局面。在对现阶段我国消费结构定量的研究和预测方面，江西财经大学的董福荣教授从中国家庭消费结构方面入手；山东大学藏旭恒教授从居民资产与消费选择行为关系方面研究，在他所著的《中国消费函数分析》中，研究了消费结构、消费倾向、消费的收入弹性以及和利率价格的关系；国家计委宏观经济研究院范剑平研究员以及孙凤研究员分别从居民消费与经济发展关系方面和消费行为数量研究方面作了深入研究。这些研究使得我国对消费结构学的研究理论系统逐步发展和完善，为推动经济发展打下坚实的基础。
1.3.3 居民消费结构与经济增长关系的研究现状
国内关于居民消费对经济增长影响的研究，长期以来得到论证，居民消费是拉动一个国家或地区经济增长的源动力。大量文献对于城乡居民的消费对经济增长的影响力度进行了具体分析，提出了城乡居民的消费对经济增长均有很大影响但是力度不同的观点。在消费对经济的促进作用方面，国家统计局课题组通过对中国居民购买力水平的实证研究，得出“提高城乡居民购买力水平是扩大内需的关键”结论；河北经贸大学课题组经过实证分析，得出推动经济增长的主要因素是内需的增长，投资对经济增长的贡献小于消费对经济增长的贡献率。刘缉川在《江西农村居民消费研究》一文中认为消费是经济增长的主要动力，对经济增长具有重要的拉动作用，对人力资本具有创造作用，消费还是防止经济萧条的稳定力量。
常欣在《供给与需求结构双向调整》中指出，目前中国经济增长的格局已由“资源约束”转为“需求约束”，消费在一定程度上会制约经济的增长。敖琴在《缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求》中认为，占全国人口总数三分之一的城镇居民消费占了全国居民消费的 70%左右，城镇经济在国家经济中占据着主导地位，其发展水平将直接影响我国经济的发展速度与水平。城镇居民消费对整个社会经济的增长做出了巨大贡献，其变化将直接引起市场供求的变化。这些变化将关系到城镇自身乃至全社会的发展。从消费结构与经济持续增长关系的角度，经济发展史表明，经济增长促进消费结构升级，消费结构升级推动经济增长，两者互为条件、相互促进。刘树信《改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考》一文，研究了山西省消费结构改善拉动经济增长，论述了应该如何按照消费的要求对产业结构进行调整。张泽一的《城乡居民家庭消费水平、消费结构对经济增长的影响》，文章论述了消费结构是如何通过产业结构对经济增长产生影响的问题。
黄丽馨的《广西消费结构与产业结构关联的实证分析》，在文章的论述中提出了消费结构通过产业结构优化促进经济增长的思想。在家庭消费结构方面，高荣升《中国城镇居民消费行为与特征研究》中对比考察一些典型国家居民家庭消费结构的变化特点，通过借鉴和参考这些国家的经验，以实现我国家庭消费结构的优化。余金凤《论我国居民家庭消费结构的优化》指出家庭消费结构是整个消费结构的基础。我国经济要持续保持适度增长和协调发展，必须始终保持国内消费市场对经济发展的有效拉动，扩大国内消费需求，优化家庭消费结构。由于众多经济学家的不懈努力，我国的消费结构理论体系已经基本成形，其主要内容包括消费结构的类型、影响消费结构的因素、消费结构合理化的指标和途径、消费结构的差异、消费结构的国际比较以及消费结构与产业结构的关联等，为我国消费结构理论研究的发展做出应有的贡献。
第二章 消费结构的基础理论
消费结构理论是消费经济理论的重要组成部分，消费结构的研究将宏观经济中的消费理论与消费实际联系起来，为宏观消费问题提供了实证研究的角度、方法及应用。
2.1 消费结构的基本概念
致谢
时光如白驹过隙，转眼间，我已经在上海海洋大学度过了近4年难忘日子。在本文完成之际，我要向这几年里所有关心和支持我的老师和朋友们表示我诚挚的谢意!在这即将告别校园、走向社会的时刻，我由衷地感谢给过我指导和帮助、鼓励和欢乐的师长、朋友和家人。
在校学习期间，我在学习和生活上得到了老师们无微不至的关怀和帮助。老师们严谨的治学态度，渊博的学识，宽厚豁达而正直随和的为人风范，令我敬仰，永远是我学习的榜样。从治学态度到治学方法，从做学问到做人，都给了我莫大的启迪，让我受益终身。
我要感谢我尊敬的老师们。四年来，老师们悉心教授了我各方面的知识。特别是郑奕老师，本文从选题、构思、成文都倾注着老师的心血。在此，谨向我尊敬的导师致以诚挚的感谢!其次，我要感谢陪伴我度过四年大学生活的同学和朋友们。他们不仅让我的生活变得丰富多彩，而且帮助我克服了生活和学习中的一个个困难。这些珍贵的情谊我会永远珍惜。最后，我要感谢我的父母家人。他们无论在物质还是精神上都给我了极大的支持，他们的教导让我少走了很多弯路，他们的关爱让我充满了勇气与信心。
我所取得的任何成果都是老师，朋友和家人支持的结果，在这里我忠心祝愿他们生活幸福、身体健康！
感谢!
参考文献
[1] 董福荣. 中国家庭消费结构透视[M]. 北京：经济管理出版社， 1999， 51-52.
[2] 林白鹏. 中国消费结构学[M]. 北京：经济科学出版社， 1987， 26-27.
[3] 《马克思恩格斯全集》第 24 卷. 北京：人民出版社， 1972 ， 448-449 .
[4] 马克思. 《剩余价值学说史》第 1 卷. 北京：人民出版社， 1975 ， 4 .
[5] 《列宁全集》第 4 卷. 北京：人民出版社， 1984 ， 44 .
[6] 杨圣明. 中国消费结构研究[M]. 太原：山西人民出版社， 1986 .
[7] 尹世杰. 中国消费结构研究[M]. 上海：上海人民出版社， 1988.
[8] 刘缉川. 江西农村居民消费研究[J]. 中国农学通报， 2003.2 .
[9] 常欣. 供给与需求结构双向调整[J]. 科学决策， 2002.5.
[10] 敖琴. 缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求[J]. 农业经济， 2005.4 .
[11] 刘树信. 改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考[J]. 经济问题， 1999.7 .
[12] 黄丽馨. 广西消费结构与产业结构关联的实证分析[J]. 改革与战略， 2000.4 .
[13] 高荣升. 中国城镇居民消费行为与特征研究[D]. 武汉理工大学， 2003.
[14] 余金凤. 论我国居民家庭消费结构的优化[D]. 湖南师范大学， 2004.
[15] 尹世杰. 社会主义消费经济学[M]. 上海：上海人民出版社， 1983， 111.
[16] 程岩. 信息经济的社会信息化水平的测定[J]. 情报资料工作， 1993.5.
[17] 尹世杰. 消费经济学[M]. 北京：高等教育出版社， 2003.
[18] 刘方域. 消费经济学概论[M]. 贵州：人民出版社， 1984， 117.
[19] 厉以宁. 消费经济学[M]. 北京：人民出版社， 1984， 157-160.
[20] R. Stone: "Linear Expenditure System and Demand Analysis: An Application to the Patern ofBritish Demand"， Economic Journal， vo1.64 ， 1954.
[21] L. R. Klein and H. Rubin: "A Constant-Utility Index of Cost of Living"， Review of Economic Studies， vol. 18 ， 1949-50.
[22] 范剑平. 我国城乡居民消费结构的变化趋势[J]. 宏观经济研究， 2000.6，32-35
[23] 吴风庆. 扩展线性支出系统模型与居民消费结构分析[J]. 中国煤炭经济学院学报， 2000.9.
[24] 叶宗裕. 扩展线性支出系统模型的新应用—全国各地区城镇居民消费结构比较分析[J].管理新说， 2003.1.
[25] 易丹辉. 数据分析与 Eviews 应用[M]. 北京：中国统计出版社， 2002， 10.
[26] 《杭州统计年鉴》. 北京：中国统计出版社， 2009.
[27] 《中国统计年鉴》. 北京：中国统计出版社.1997，2006，2008.
[28] 陈秋玲，曹庆瑾，阿丽. 基于扩展线性支出系统模型的我国城镇居民消费结构分析.上海大学:2010.
[29] 藏旭恒. 中国消费函数分析[M]. 上海：上海人民出版社， 1994.
[30] 金世和. 消费经济学[M]. 沈阳：辽宁人民出版社， 1985.
[31] 王建华. 消费者需求分析引论[M]. 济南：山东人民出版社， 1993， 227-230.
[32] 万金发. 北京市城镇居民消费结构研究[D]. 哈尔滨工程大学， 2005.1.
篇（8）
一、研究国民消费的意义
按照经济学的分析,社会需求包括消费需求,投资需求和净出口。消费需求作为其中很重要的一部分,对总需求具有很重要的影响,进而对总需求政策的制定也有明显的影响,它影响着宏观经济的均衡发展。
现阶段,我国有条件也有必要依靠扩大国内需求尤其是居民消费需求促进经济发展。首先,我国处于居民消费结构优化升级的发展阶段,较高的国民储蓄率和巨大的国内市场潜力为拉动需求增长提供了物质条件。其次,我国居民生存型消费需求已基本得到满足并正向发展型消费需求升级过渡,但产业产品结构、收入分配结构、区域协调发展程度及消费政策和观念等严重滞后于消费结构升级变化的需求,既导致了消费需求的缩减,也给社会生产造成了不良影响,因此,我们必须扩大内需,推动经济增长。
关于如何扩大国内需求方面,中央经济会议曾指出增加居民消费是重点。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。
二、影响消费水平的因素分析
(一) 模型建立与求解
居民消费水平受诸多因素的影响,例如收入水平,消费价格指数以及恩格尔系数。下表给出了从1991年到2010 年消费水平的相关数据。基于表1和表2的数据,分别建立城镇、农村居民消费水平关于其三个影响因素的多元线性回归模型,进行逐步回归分析。
(二)模型检验
1、经济意义检验 根据回归结果:城镇:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 农村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系数0.736与0.721分别表示在城镇(农村)居民消费价格指数和城镇(农村)居民恩格尔系数不变的条件下,城镇居民人均可支配收入(农村居民人均纯收入)每增加1元,城镇(农村)居民消费水平绝对数平均增加0.736元(0.721元),与理论中描述的居民收入水平增加对居民消费水平变化有明显的影响,居民收入水平是影响消费水平增长的重要原因这个结论是一致的。
2.统计推断检验
(1)拟合优度检验:
由上面分析数据知两个模型的决定系数R分别为0.994、0.998,调整文秘站:的决定系数为0.992、0.998,可见解释变量与被解释变量间的关系极为密切,说明模型对样本的拟合效果非常好,解释变量能对被解释变量99.4% 99.8%的离差做出解释。
(2)方程显着性检验—F检验
给定显着性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分别为k=3,n?k?1?4的临界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以认为在5%的显着性水平下,Y对x1, x2, x3有显着的线性关系,回归方程式是显着的,即城镇居民家庭人均可支配收入(农村居民家庭人均纯收入)、城镇居民消费价格指数(农村居民消费价格指数)、城镇居民恩格尔系数(农村居民恩格尔系数)联合起来对被解释变量有显着影响。
(3)变量显着性检验—t检验给定的显着性水平?=0.05,查t分布表得出自由度为4的临界值t?4?=2.776,由于回归分析表中: 0.025
城镇: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
篇（9）
问题的提出[①]
消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费
图1 河南省消费不足的逻辑推理
率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%—15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。
一、基于非基本生活消费模型分析
1、非基本生活消费的概念及界定
生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。
2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建
假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：
参数是边际消费倾向，满足：0
对模型的进行变形：
令V=；a=；b=
对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：
3、非基本生活消费的计量分析
模型采用1993—2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。
通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：
2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2
2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286
2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506
2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.
2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39
2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75
2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13
2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59
2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385
1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7
1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07
1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539
1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783
1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.
1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89
1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729
1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42
汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：
表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元
类别
年份
CE
a*
b*（β*i）
BLCi(BLC)
NBLC
2008
8837.46
1475.782
0.562177
3370.727
5466.733
2007
7826.72
1268.192
0.593939
3123.156
4703.564
2006
6685.18
1603.482
0.511453
3282.145
3403.035
2005
6038.02
1209.152
0.541007
2634.358
3403.662
2004
5294.19
1197.215
0.522404
2506.753
2787.437
2003
4941.60
955.1838
0.562634
2183.946
2757.654
2002
4504.68
1417.536
0.480717
2729.795
1774.885
2001
4110.17
676.3441
0.651922
1943.082
2167.088
2000
3830.71
814.1469
0.633153
2219.309
1611.401
1999
3497.53
745.6160
0.607170
1898.063
1599.467
1998
3415.65
882.5848
0.605248
2235.796
1179.854
1997
3378.02
590.5870
0.681768
1855.838
1522.182
1996
3009.35
596.1219
0.635379
1634.908
1374.442
1995
2673.95
622.2854
0.615177
1617.069
1056.881
1994
2155.15
359.2111
0.684511
1138.585
1016.565
1993
1609.26
393.4778
0.608181
1004.234
605.0264
1992
1342.58
260.5322
0.674353
800.0448
542.5352
数据来源：1994-2009年河南省统计年鉴
二、基本生活消费与非基本生活消费图示分析
1、量的图示分析
河南省城镇居民人均消费支出在1992年仅为1342.58元，在2008年达到8837.46元，基本生活消费自1992年的人均800.0448元变化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消费也从1992年人均542.5352
图2城镇居民消费支出、基本生活消费与非基本生活消费比较
元增加至2008年的人均5466.733元。如图2所示，我们不难发现，基本生活消费的变化趋势比较缓慢，而非基本生活消费的上升趋势较明显。其中，2001年非基本生活消费在首次超过基本生活消费，虽然在2002年有所下降项目管理论文，但是在2003年非基本生活消费又超过基本生活消费，并逐渐扩大差距，截至2008年非基本生活消费已超出基本生活消费2096.006元。
2、增量投向与拉动分析
河南省城镇居民人均消费支出增量（CE）明显呈倒“U”型，从1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，随后逐步上升，其中，近两年的人居民消费支出增量明显，2007年为人均1141.54元，2008年为人均1010.74元。基本生活消费增量（BLC）的波动不明显，在九十年代前期逐步降低，随后又逐步上升到1993年的水平项目管理论文，维持在人均200元左右，增量投向比和贡献率总体呈下降趋势，说明基本生活费已趋于稳定。与基本生活消费增量不同，非基本生活消费（NBLC）波动比较明显，总体呈逐步增加趋势，说明非基本生活消费受外界影响较大，也是拉动增量增长的主力论文服务。增量投向比与贡献率也能很好的说明这一点，非基本生活消费增量投向比从1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期间虽然起伏较大，但是趋势比较明显，贡献率也从1993年的4.7的百分点扩大至2008年9.8个百分点。分析的结果（表2）表明非基本生活消费的拉动潜力比基本生活消费大。
表2 河南省城镇居民消费增量投向与贡献率比单位：元、%
年份项目
CE
BLC
NBLC
增量投向比
贡献率
BLC/CE
NBLC/CE
CR1
CR2
1993
266.68
204.1892
62.4912
0.765671
0.23433
0.152087
0.046545606
1994
545.89
134.351
411.5386
0.246114
0.753886
0.083486
0.255731578
1995
518.8
478.484
40.316
0.92229
0.07771
0.222019
0.018706819
1996
335.4
17.839
317.561
0.053187
0.946813
0.006671
0.118761009
1997
368.67
220.93
147.74
0.599262
0.400738
0.073415
0.049093658
1998
37.63
379.958
-342.328
10.09721
-9.09721
0.112479
-0.10133984
1999
81.88
-337.733
419.613
-4.12473
5.124731
-0.09888
0.122850116
2000
333.18
321.246
11.934
0.964182
0.035818
0.091849
0.003412122
2001
279.46
-276.227
555.687
-0.98843
1.988431
-0.07211
0.145061098
2002
394.51
786.713
-392.203
1.994152
-0.99415
0.191406
-0.09542257
2003
436.92
-545.849
982.769
-1.24931
2.249311
-0.12117
0.218166218
2004
352.59
322.807
29.783
0.915531
0.084469
0.065324
0.006026995
2005
743.83
127.605
616.225
0.171551
0.828449
0.024103
0.116396465
2006
647.16
647.787
-0.627
1.000969
-0.00097
0.107285
-0.00010384
2007
1141.54
-158.989
1300.529
-0.13928
1.139276
-0.02378
0.194539115
2008
1010.74
247.571
763.169
0.24494
0.75506
0.031632
0.097508152
注：CR1、CR2代表基本生活消费、非基本生活消费对城镇居民生活消费的贡献率。CR1=g*BLC/CE项目管理论文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1
三、预期收入与非基本生活消费的模型分析
1、预期收入与非基本生活消费的模型构建
建立预期收入与非基本生活消费模型需要对预期收入的形成机制做出某种假定，本文主要采用自适应预期模型，假定消费主体对收入的预期是通过一种简单的学习过程而形成的，其机理是，消费主体会根据自己过去在作预期收入时所犯的错误的程度，来修正他们以后每一时期的预期收入，用数学式表示就是：
Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*为预期收入，λ为适应系数，0≤ λ≤1项目管理论文，模型的推导过程为：
NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）
将变形后的收入自适应过程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)
将(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）
令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）
模型可以变形为：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）
对（4）式一阶自回归模型进行回归，可以得到a、 b0、 b1的估计值，代入（4）式可求出模型估计值。
2、预期收入与非基本生活消费的实证分析
1）通过eviews软件分析得出以下回归结果[④]：
表3 自适应预期模型回归结果
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-405.7075
128.1870
-3.164967
0.0075
Y
0.607486
0.090002
6.749687
0.0000
NBLC(-1)
-0.538431
0.253073
-2.127573
0.0531
R-squared
0.978529
Mean dependent var
2276.867
Adjusted R-squared
0.975226
S.D. dependent var
1383.685
S.E. of regression
217.7894
Akaike info criterion
13.77229
Sum squared resid
616618.6
Schwarz criterion
13.91715
Log likelihood
-107.1784
F-statistic
296.2347
Durbin-Watson stat
1.973887
Prob(F-statistic)
0.000000
2）模型检验
德宾h检验：
通过excel软件计算，Var（b1*）= 0.221790948，回归结果中D-W=1.973887
= 0.059412
因此接受原假设??=0，说明该回归模型不存在一阶自相关。
统计推断检验：
由表3数据可得可决系数R2=0.978529修正的可决系数为0.975226，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好论文服务。由回归的结果可以看出t(b0*)=6.749687项目管理论文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000
3）预期收入与非基本生活消费的方程
NBLC=-263.7151+0.39487Y*
从式中我们知道，预期收入对非基本消费有显著影响，当预期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消费。
四、政策建议
河南省城镇居民消费水平已达到富裕层次，通过基本消费与非基本消费支出的趋势描述以及各自的增量投向与拉动分析，可知基本生活消费支出已经趋于稳定，非基本生活消费是扩大消费居民消费的关键，从回归的结果看，预期收入对非基本生活消费有显著影响，所以增加和稳定城镇居民预期收入是提高城镇居民消费的着力点。
参考文献
[1]黄心田，易法海.湖北省城镇居民食物消费结构趋势分析[J] 统计与决策，1999（02）
篇（10）
中图分类号：F323.8 文献标识码：A
1 消费支出增长加快
据江苏省统计局网站2011年12月14日公布的数据显示，江苏农民消费支出2010年人均达6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社会消费品零售总额也能说明农民消费水平的提高。2010年，江苏社会消费品零售总额中乡村地区实现1516.79亿元，比2000年增长了85.2%，反映最近10a来乡村地区的消费需求呈增长趋势。
2 收入水平对消费的影响
收入是消费的基础。自20世纪90年代末期至2003年，农民收入始终低速增长。1997年至2002年，农民人均纯收入6年只增加549.5元，每年平均增长不到4%。尽管2003年以后，农村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有农民收入大幅增加，农村居民消费才能同步增长。
3 收入分配差距对农民消费的影响
目前，农村的收入和消费水平远低于城市。江苏省统计局2011年12月份公布的数据显示，按收入5等份分组计算的高收入户与低收入户的差距由2000年的5.4：1变为2010年的6.7：1，绝对差距从2000年的6452元变为2010年的16983元，扩大了2.6倍。这个结果表明，农村居民中只有一部分人的消费可望得到扩大。
4 消费结构逐渐转型
消费结构是反映居民生活消费水平、生活质量变化状况以及内在过程合理化程度的重要指标。一般所指的消费结构就是衣食住行和文教、医疗等几大类消费支出占生活消费支出的比例。目前，农民的教育消费太高，以高等教育为例，教育改革前，全国高校年人均学费仅为200元，1997年教育改革后，学费从1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。国家统计局的《2004年国民经济和社会发展统计公报》表明，2004年全国农村居民人均纯收入实际增长6.8%，但农村家庭的教育支出年增长率超过20%。教育费用的昂贵，是农民进行现期消费的“后顾之忧”。
5 农村社会保障机制不健全
预防性储蓄理论认为，当消费者面临收入的不确定性越大的时候，他更多的是依据当期收入来进行消费。而且，未来的风险越大，他越会进行更多的预防性储蓄。当前，虽然农民收入有所增加，但出于谨慎动机，用于预防意外事件的货币量也随之增加。例如，农村中“看病难”“养老难”仍是目前农民反映最强烈的问题。不久前，国务院发展研究中心组织专家实地调查显示，52%的人头痛感冒就自己买药吃，有近20%的人是自我治疗或者硬挺着等病好。农村社会保障机制不健全，使得农民有钱也不敢大胆增加现期消费。
6 农村消费环境较差
主要表现在：
6.1 乡村道路建设问题突出
尤其是山区农村，农民有特产运不出，工业品也难以进入，形成一道较难逾越的鸿沟。
6.2 我国当前电视广播
通讯设施虽然发展很快，但在农村尤其是广大偏僻山区仍然是盲区，限制了广播电视及手机等产品的消费。
6.3 因缺乏对消费品质量的有效监督
大量劣质产品拥入农村市场，农民深受其害，消费积极性严重受挫。
7 消费水平总体偏低
从总趋势上看，江苏农村居民消费支出不断增长，但农民消费水平总体仍然偏低。2001～2010年江苏地区生产总值使用额中，居民消费从3027.67亿元增加到10942.82亿元，年均实际递增12.4%。其中：农村居民消费从1373.31亿元增加到2676.41亿元，年均仅递增5%；而城镇居民消费从1654.36亿元增加到8266.41亿元，年均递增16.7%。由此可见，在江苏近10a的经济发展中，来自农民消费的贡献非常小。
8 消费心理因素对农民消费的影响
现实生活中，农民的消费行为还受到传统消费习惯和消费观念的影响，如平时省吃俭用，到节假日过度消费，重视人情消费、非科学消费，消费方式讲究从众与求同，造成实际改善生活的支出受到挤占，使得农民消费增长乏力。
9 财政与金融市场的支持力度对农民消费需求的影响
近几年，国家财政、金融在支持农村消费上做了很多工作，但相对于对城市消费的支持，还是很小的。就金融信贷来说，一来因农民金融信贷观念相对落后，在生产生活消费时，如自有资金不足，大多数选择向亲戚朋友等个人借款，甚至向不法高利贷者借贷。其次是银行等金融机构不太愿意向回报率较低、风险相对较大的农村或农民贷款。另外，宏观经济环境、就业机会等因素同样会对农村消费产生作用，或将成为制约消费需求的阻力。
