居民消费结构论文例1

开展对体育消费结构的研究，可以了解体育消费在我国城市居民生活中的地位，为体育消费市场生产和流通提供宝贵信息，正确引导居民体育消费，拓宽体育消费领域，促进我国经济和体育事业发展。

l研究对象和方法

对全国30个省市自治区25至50岁的城市有职业居民进行调查研究。采用PPS抽样方法和简单的随即抽样方法发放问卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、广东(广州)、甘肃(兰州)、内蒙(包头)9个城市。调查样本量为1170人，回收问卷1085份，回收率92．73％，有效问卷759份，有效率70．41％。经专家鉴定，信度和效度较高，符合本课题研究的要求。

2研究结果与分析

2．1关于分析体育消费结构的理论基础

西方行为心理学家马斯洛(A．H．Maskow)强调，人们对不同层次的需要强度是不同的，而且是有序的，即人们首先要求满足较低层次的需要，在较低层次的需要得到满足后，较高层次的需要才得以强化。马斯洛的需要层次理论对于体育消费结构分析，其启发意义在于随着人类需要层次的上升，人类消费结构有层次的变化，体育消费结构同样也有层次的变化，表现为体育劳务消费比重上升，体育实物消费比重下降的趋势，消费形式也将进一步多样化。作为基本劳务产品形式之一的体育劳务，将随着我国居民消费内容的更新和消费结构的变化，成为人们日常劳务消费之一。

2．2城市居民体育消费结构现状

体育消费的结构是指个人或家庭在生活过程中，不同类型体育消费的比例。为了便于调查研究，最大限度的保证获得数据的准确性，本文将体育消费的结构分成三大类进行调查：体育健身娱乐、体育比赛表演、体育实物产品(运动服装、鞋帽、体育器材)，结果见表l。

从表1可以看出，各城市居民体育实物消费、体育健身娱乐消费、体育表演消费的情况。总体上，体育劳务消费水平211．74元(体育健身娱乐、体育比赛表演)高于体育实物消费水平204．45元，符合马斯洛的需要层次理论，也与我国城市经济发展现状相符合。但是，我们也能看到我国城市居民体育消费的结构存在一些的特殊现象。

上海城市居民体育健身娱乐消费年人均高达407．14元，体育比赛表演消费132．14元，是城市体育比赛表演消费总平均数的2．70倍。为了进一步剖析这种现象，我们对本次调查中一些相关数据进行了分析、比较发现，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市经常参加体育活动人口数量与体育消费人口数量差异很大，而且，体育消费人口中的体育人口数量低，非体育人口数量高。根据这个结果推断，上海市城市居民体育娱乐消费水平高。在本次调查中这种现象也得到了证实，上海城市居民经常参加体育的人口在9个城市中排在第6位。

吉林城市居民体育健身娱乐消费相对自己城市经济发展现状而言，120元也是一个很高的水平。在调查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9个城市中排在末位，但是体育健身娱乐消费相对比较却很高，如果将体育健身娱乐消费与体育比赛表演消费相加，认为是体育劳务消费，那么吉林城市居民体育劳务消费占体育实物消费122．21％，占家庭体育消费44．92％。出现这种结果不符合马斯洛的需要层次理论。

广州和北京城市居民体育健身娱乐消费相对自己城市经济发展现状而言，却是一个低水平。如果按照上面的计算方法，根据马斯洛的需要层次理论，这两个城市体育劳务消费水平都应该高于或等于体育实物消费水平，但是调查结果与推断恰恰相反。这又是一个违背马斯洛的需要层次理论的特殊现象，虽然北京和广州两个城市经济发展水平、城市居民生活水平高，但是体育消费的结构与人们推断的结果不同。

通过以上分析发现，我国城市居民体育消费的结构，并非完全符合马斯洛的需要层次理论，说明城市居民体育消费的结构不仅仅受城市经济发展水平的影响，同时也受城市居民社会生活环境、城市自然环境等因素的影响。而且，在城市经济发展水平、城市居民生活水平达到一定程度时，这些因素对体育消费的结构会起到重要的作用。

2．3体育消费结构的发展趋势

2．3．1城镇居民历年消费的结构情况

从表2可以看出，城镇居民食品支出比重逐年下降。这种下降趋势反映出，随着家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用来维持基本生存条件——购买食品的支出下降，购买其它物品的可支配收入得到相应增加。还可以看出，城镇居民娱乐、教育文化服务支出逐年增加。此外，90年代以来人们对医疗保健需求开始显著增加。1999年，我国医疗制度再次改革，人们更加关注自身的健康问题，尤其是食品科学含量的增高，健康问题被推倒人们生活的重要日程中，人们的自我保健意识日益增强，并不断寻求科学的保健方法，这些为提高体育消费水平带来了有利的契机，为改变体育消费的结构带来了强大动力

2．3．2国外家庭体育消费结构发展情况

在经济发达国家，体育消费已成为人们日常消费的重要组成部分之一。但是，这些国家居民体育消费并非从一开始就形成目前的结构，而是有一个逐渐发展过程。从瑞典家庭体育消费情况可以得到证明，瑞典家庭体育健身的总支出，1992年比1985年增长了43．17亿克朗，其中用于体育活动的开支，1992年比1985年增加了17．61亿克朗，增长率184．02％；用于购买体育服装、鞋帽的开支仅增长了15．95亿克朗，增长率69、23％；用于购买体育器材的支出也仅增加了8．42亿克朗，增长率62．56％。可见，近10年瑞典家庭体育劳务消费增长速度明显快于体育实物消费。这种趋势也被多数国家体育消费支出结构变化所证实。

2．3、3城市居民体育消费结构发展趋势

居民消费结构论文例2

(二)数据来源及描述在计算城镇化水平时，由于统计口径的调整以及多个省区在2005年将人口调整为常住人口，为了数据的准确性，选取2005年—2012年作为样本期，截面为中国大陆30个省份(因数据不完整，没有纳入)，并分东、中、西部三大地区①。居民消费率数据来源于2006年—2013年《中国统计年鉴》;城镇化率数据来源于《2013年中国统计年鉴》;2010年的人口年龄结构数据来自《中国2010年人口普查资料》，其他年份的数据来自历年《中国统计年鉴》;消费价格指数和人均实际生产总值均以2005年为基期计算所得;其他数据均来源于历年的《中国统计年鉴》以及各省《统计年鉴》。表1给出了各个变量的统计性描述。从表1数据可以看出，虽然东部地区的城镇化水平要明显高于中西部地区，且远远高于全国平均水平，但是其居民消费水平却低于中西部地区和全国水平。为此，将以散点图的形式来具体呈现两者之间的关系。从图1中的散点图中可以看出，居民消费率与城镇化水平存在一种非线性的正U型关系。在城镇化水平较低时，居民消费率随着城镇化的提高而降低;在城镇化发展到一定水平时，居民消费率随着城镇化水平的上升而提高。因此，尝试在计量模型中添加城镇化的二次项，探究城镇化是如何影响居民消费需求。在人口年龄结构方面，关于少儿抚养比，东部地区最低，中部其次，西部地区最高，其原因可能是由于东部地区较高的经济发展水平和较为开放的生育观念;对于老年抚养比，三个地区基本保持相同水平。为了从大体上描述城镇化和人口年龄结构与居民消费之间的关系，给出了两者之间的散点图。从图2和图3的散点图可以看出，少儿抚养比与居民消费率存在一种正相关系，少儿抚养比的提高会增加居民消费，少儿抚养比的降低会减少居民消费。而老年抚养比与居民消费率的拟合曲线近似一条直线，其对居民消费的作用不明显。在城乡收入差距方面，东部和中部地区水平相当，而西部地区的城乡收入差距要略高;关于人均实际生产总值增长幅度，中西部地区要明显高于东部地区，这证明次发达地区经济更具有发展潜力;东中西部人均实际生产总值的对数符合我国目前的经济发展实际。

(三)估计方法由于居民在长期的消费实践中会形成消费习惯，前期的消费对当期消费会产生影响，居民消费存在棘轮效应，将上期居民消费量作为被解释变量加入到模型中，构建动态面板数据模型。由于在动态面板中普遍存在自相关、异方差和个体效应。Arellano和Bover［15］(1995)与Blundell和Bond［16］(1998)在相关研究中提出，动态面板数据广义矩估计方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能够控制个体效应，另一方面可以通过使用解释变量的滞后项作为工具变量来解决解释变量的内生性问题。居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题;当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。为此，采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。差分GMM估计法可以通过对模型进行一阶差分来处理“动态面板偏差”(dynamicpanelbias)问题。但差分GMM估计必须满足两个前提条件:回归方程的随机误差项εi，t不存在自相关;以及内生解释变量具有弱外生性。由于差分GMM的缺点是无法估计个体效应ξi的系数以及可能导致弱工具变量问题，Blundell＆Bond(1998)将差分方程与水平方程作为一个系统进行广义矩估计，被称为“系统GMM”(SystemGMM)。系统GMM的优点是可以提高估计的效率，并且可以估计不随时间变化的变量的系数。其缺点是，必须要假定被解释变量的一阶差分滞后项与个体效应无关。一般情况下，系统GMM的估计方法要优于差分GMM的估计方法。系统GMM法又可分为一步法(one－stepsystemGMM)和两步法(two－stepsystemGMM)估计。相对于一步法，二步法估计不容易受到异方差的干扰。鉴于此，采取二步法进行估计。为了检验工具变量是否有效，借鉴Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，进行Sargan检验，其原假设是模型过度识别约束有效;另外还需要对随机误差项的一阶和二阶序列自相关进行检验，其原假设是随机扰动项不存在自相关。

二、实证结果与分析

在使用模型(2)进行估计之前，按照大多数研究的做法，首先研究居民消费与城镇化以及少儿抚养比与老年抚养比之间的线性关系，其具体形式为。文章分别采取差分GMM方法和系统GMM方法进行对比分析，实证结果见表2。表2给出了全国水平动态面板的差分和系统GMM估计结果，模型(1)和模型(2)分别是不加和加入控制变量的差分GMM估计结果，模型(3)和模型(4)分别是不加和加入控制变量的系统GMM估计结果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通过了Sargan检验，说明模型所选取的工具变量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一阶差分的残差只存在一阶序列相关，而不存在高阶序列相关，差分GMM估计结果不能拒绝模型中“随机扰动项不存在自相关”的原假设，说明差分GMM的估计量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合适的。在系数GMM估计方面，滞后一期的居民消费率估计系数的符号为正，说明居民的消费习惯对居民消费产生较为显著的影响。原因可能是中国自古崇尚节俭，这种消费习惯是导致目前我国居民消费不足而储蓄增加的一个非常重要的原因。在未加入控制变量的条件下，URB的估计系数为负，且在10%的水平下未通过显著性检验，而在加入了所有控制变量以后，URB在5%的显著水平下通过了检验，且符号为正，说明在加入控制变量以后，模型得到了优化，所选取的控制变量是有效的。就人口年龄结构而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为正，说明就全国水平而言，少儿抚养比的提高会增加居民的消费需求，其原因可能是少儿没有参加工作，是家庭和社会净投入。在加入了所有控制变量滞后，ODR在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为负，说明老年抚养比的提高会阻碍居民消费的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年龄仍然在工作，另一方面老年人崇尚节俭，开支较小。我国的少儿抚养比从1982年实施计划生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年抚养比从1982年的8%上升到2012年的12.7%，少儿抚养比的下降和老年抚养比的增加同时降低了居民的消费需求拉动力。此外，我们也发现2008年时间虚拟变量的估计结果显著，表明金融危机对居民消费具有一定程度的影响。由于系统GMM方法能够解决模型内生性问题和遗漏变量问题，文章给出了系统GMM法的估计结果———模型(3)和模型(4)，两个模型都通过了Sargan检验和扰动项无二阶序列相关检验。在系数估计方面，与差分GMM估计法相比，不管是显著性水平还是符号，两者的差别不大，但是系统GMM法的Sargan检验值要明显高于差分GMM法，尤其是在加入控制变量以后，说明系统GMM的估计方法更有效率。鉴于此，文章在后文全部采用GMM估计法进行估计。综合上述分析，城镇化与居民消费之间呈正向关系，目前的人口年龄结构与居民消费呈负向关系。但是从散点图1中可以看出，城镇化与居民消费之间并不是正向关系，而是在起初阶段时呈现负向关系。鉴于此，文章采用模型(2)进行估计，即加入城镇化的二次项，分析城镇化对居民消费的影响形式，估计结果见表3。模型(1)到模型(5)均是采用系统GMM方法的估计结果，可以看出，在依次加入控制变量以后，模型全部通过了Sargan检验和随机扰动项无自相关检验。在所研究的变量中，除了ODR的显著性水平没有全部通过以外，其他变量的显著性水平都非常高。且少儿抚养比与老年抚养比的系数符号与前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估计结果更为准确。根据模型(1)～(5)计算出城镇化拐点分别为56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城镇化对居民消费并非简单的正向关系，而是存在正U型关系。这可能是由于在城镇化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不减少其他方面的消费，居民消费率在城镇化前期一直是下降的。而当城镇化发展到一定成熟阶段，大部分居民住房问题得到解决，收入预期得到提高，居民会增加消费。这就不难解释近些年来我国居民消费率持续下降的原因，在城镇化初期，城镇化与人口年龄结构的双重负作用，是居民消费率下降的主要原因。2010年，我国的城镇化水平突破50%，已经接近拐点水平，城镇化的持续发展会提高居民的消费率。

在分析全国居民消费下降的原因的基础之上，尝试研究居民消费在不同地区之间的差异。为了探讨影响居民消费的区域差异，文章分别从东部、中部和西部进行模型的估计。在进行模型估计之前，分别对东部、中部和西部居民消费与城镇化分别进行关系散点图分析(散点图略)，结果表明不存在明显U型关系。因此文章建立线性模型进行估计，估计结果如表4所示。由于系统GMM法要优于差分GMM的估计方法，因此东中西部地区均采用系统GMM估计法进行估计。由表4可知，所有模型均通过了Sargan检验，表明所选取的工具变量是有效的，且一阶差分的存在一阶序列相关，而没有高阶序列相关，从而我们不能拒绝水平的残差序列不存在序列相关的原假设。在所有模型中，各地区居民消费率的滞后一期仍然显著影响着居民的当期消费。收入差距(GAP)没有出现在模型估计结果中，可能因为收入差距对居民消费需求不是简单线性关系，也可能不同省份城乡收入差距对居民消费影响特征不同。这与刘厚莲(2013)实证结果为城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系相一致。地区人均实际GDP的对数(lnRPGDP)对居民消费影响也不确定，可能是居民消费支出主要受受上期可支配收入影响，更有可能是各地区居民可支配收入占地区GDP比例不尽相同，通过人均GDP测算一个地区居民可支配收入可能不准确。例如:主要是靠投资拉动和能源消耗为主，投资主体主要是央企和大国企，这样的模式导致GDP确实很大，但老百姓从中取得的收入比重不会太高，这也就是外界通常所说的“只长骨头不长肉”;相反，广东、福建、浙江等地以轻工业为主，非公经济占比较高，GDP增长与居民收入的关联度也比较高，也就是“藏富于民”。在东部地区，URB的估计系数在5%的水平下显著为正，其系数值为0.142，说明城镇化率为增加1%，居民消费率会随之增加0.142个百分点。

东部地区城镇化的平均水平为62.39%，已超过拐点水平，城镇化的继续发展会促进居民消费的提高，这与上文的分析相符合。在人口年龄结构方面，少儿抚养比没有通过显著性检验，但其符号为正，说明在东部地区少儿抚养比对居民消费率起推动作用。老年人口抚养比在1%的显著性水平下通过了检验，其值为－0.3969，说明老年抚养比每增加1%，居民消费率会随之下降0.3969个百点。人口年龄结构在东部地区的作用效果与全国水平类似。就中西部而言，城镇化对居民消费的促进作用并不显著。中部和西部地区城镇化的平均水平分别为45.43%和41%，均位于拐点的左端。在城镇化初期，居民首要问题的是住房问题。住房占去居民大部分的消费开支，从而缩减居民在其他方面消费的开支。在人口年龄结构方面，中部地区少儿抚养比和老年抚养比对居民消费的影响都显著为正，西部地区老年抚养比虽然没有通过显著性检验，但其作用效果与中部地区类似，而与东部地区相反。究其原因可能有两方面:一是随着中西部生活水平提升，随着城镇化推进，越来越多老年人开始关注自身健康，增加医疗保健开支，二是中西部老年人收入比东部地区低;两者导致老年人口比重上升，提升居民消费比重。为了给出更加准确的解释，给出中西部居民医疗保健消费支出的不同。在医疗保健方面，中西部地区城镇和农村的消费支出占比都要高于东部地区，这与中西部的经济发展水平和医疗保障水平有关，医疗保障水平低会增加居民对医疗保健的投入。以上是基于东中西部地区分析城镇化和人口年龄结构对居民消费率的影响。可以看出，在东部地区，城镇化的持续发展会推动居民消费率的提高，而在中西部地区，其作用效果并不显著甚至其阻碍作用。在人口年龄结构方面，少儿抚养比在东中西部都起推动作用，而老年人口抚养比在东部地区起阻碍作用，而在中西部地区起一定的推动作用。

居民消费结构论文例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。

居民消费结构论文例4

 

中国居民食品消费结构经历了一个从生存型到数量型再到质量型的过程，食品消费的数量和质量大大提高，食品消费的社会程度不断增强，居民营养水平不断得到满足。硕士论文，食品消费结构。特别是改革开放以来，经济快速发展，我国城乡居民收入水平有了很大的提高，食物消费水平和食物消费结构也发生了很大的变化。但由于东西方文化的结合及消费观念的改变，中国居民的食品消费结构中存在一系列问题，与营养健康的消费模式还有一定的差距。硕士论文，食品消费结构。一、我国食品消费结构现状

消费结构(consumptionstructure)是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系。硕士论文，食品消费结构。

我国居民食品消费结构在新中国成立以来发生了较大的变化。

1、新中国成立直到我国改革开放前，由于我国一直坚持建国初期优先发展重工业的战略思路，在相当长的一段时间内，以牺牲农业和轻工业为代价，通过资源的高度倾斜配置，片面发展重工业，最终建成的是一种以自我服务为目的、为生产而生产的工业体系，而将居民消费品的增长长期隔离在工业化进程之外。

2、党的十一届三中全会后，在改革开放政策和人均国民收入翻两番计划的推动下，我国经济持续快速增长，城乡居民收入和生活水平有了很大提高，食品消费模式也相应发生了较大变化，主要表现为：①城乡居民的恩格尔系数逐渐下降，食品消费水平不断提高。②食品供给多样化，城乡居民食品消费数量不断增多，尤其是消费结构趋向于肉类食品消费量的迅速提高。③广大居民环保意识不断增强，绿色食品日益受到消费者的崇尚和青睐。④食品消费方式逐渐由“生存型”向“享受型”转变。这方面突出表现为大量使用“一次性”消费品、包装产品和“深加工产品”。 ⑤外出就餐支出成为居民食品消费支出中增长最快的项目。

二、我国居民食品消费结构中存在的问题

（一）粮食消费量下降过快, 偏离东方饮食模式

1993年以来中国城镇居民人均粮食消费量突破100公斤底线, 到2004年迅速下降到78.2公斤。中国居民粮食下降趋势逐渐偏离东方国家以谷物为主的消费模式, 粮食消费减少程度大大超出西方国家相应阶段的消费水平,与粮食消费量较少的西方国家基本类似。今后中国居民食物消费观念如果没有根本上的改变, 粮食消费量继续下降的趋势将不可避免。再加上三年自然灾害、“大跃进”和“文化大革命”运动的影响，造成这一时期居民收人水平和食品消费水平极其低下( 恩格尔系数在60%以上)，生活水平停滞不前。这一时期的居民和家庭还处在一种勉强温饱的状态，食品消费档次很低，消费结构雷同，居民食品消费模式呈现生存型发展态势。

（二）城乡居民的膳食结构不尽合理

动物性食品消费出现动物性食品向肉类食品集中,肉类食品向猪肉集中的倾向。在动物性食品中, 肉类食品所占比例到2004年仍维持在40%左右,蛋白质含量较高的奶类、水产品类食品所占比例较小,只占26%、18%,动物性食品过于向高脂肪的肉类食品集中；在肉类食品中,又过于向猪肉集中,猪肉消费量占整个肉类食品的60%以上,牛羊肉、禽肉所占比例较小。

居民饮食消费主要还是一个习惯问题。硕士论文，食品消费结构。要改变营养过剩的状况, 必须首先改变居民不科学的饮食习惯。

（三）发达地区与落后地区居民食品消费存在较大差距

1、目前边远落后地区及农村居民刚刚跨越以粮为主高谷物膳食阶段，正在向低层次的副食消费转移，今后对蔬菜、食用油、猪牛羊肉等副食消费有一定的需求空间，对较高层次的禽类、奶类、水产品类副食需求有限，但是由于一般认为其需求弹性较大，增长率较高，农村居民对这些食品的消费潜力很大。

2、发达地区城镇居民对蔬菜、食用油、猪牛羊肉、蛋类等较低层次的副食消费趋于稳定，甚至下降，开始向较高层次的副食消费转移，今后对禽类、奶类、水产品类食品需求大增。硕士论文，食品消费结构。

3、农村居民仍处在“粮食+蔬菜 +动物性食品”的第一消费阶段,城镇居民目前基本步入“ 蔬菜+动物性食品+粮食”的第三消费阶段，城乡居民之间相差一个“蔬菜+粮食+动物性食品”的食品消费阶段，城乡居民食品消费差距在一个相当长的时期内是无法消除的。城镇居民在食品消费的档次上、数量上都远远高于农村居民。

二、改善居民食品消费结构的措施

（一）稳定和发展粮食生产

同时对农业生产结构进行适度调整，继续发展奶类等畜牧业生产，大力发展畜牧业、水产养殖业、家禽饲养业，努力提高动物性食品的供应量，满足人们的消费需求。

（二）改变居民的食品消费观念

加强对居民的膳食营养教育。利用广播、电视、报纸、网络等多种媒介,加强对广大居民的膳食营养知识普及力度, 改变饮食消费依着个人或家庭的嗜好进行的定势和习惯, 科学合理搭配食物。引导居民改变以味领先的饮食观念, 摒弃高油、高盐的饮食方式, 提倡少油、少盐、清淡的饮食方式。硕士论文，食品消费结构。引导居民增加对杂粮、薯类、豆类食品和对牛羊内、家禽、鱼虾、奶类的消费, 减少对耗粮多、油脂大的猪肉的消费。

（三）通过多种途径、多条渠道提高居民的收入水平

实证分析表明，收入增长是制约城乡居民食品消费支出的决定因素。只有稳定的收入增长才能保证稳定的食品消费支出增长。因此增加收入才是改善食品消费结构的关键所在。

1、建立健全最低工资保障制度

完善最低工资保障制度、提高最低工资标准，从而提高低收入城镇居民的收入水平，将这些措施纳入政府的经济发展规划，全力抓好并落实到位。

2、提高农村居民收入

狠抓各项惠农政策的落实，加大投入，促进农村基础设施建设，拓宽农民增收渠道，大力推进农业结构战略性调整。

3、增加西部地区教育经费投入

进一步提高西部居民整体教育水平，在加强西部基础教育的同时注重职业教育和中短期培训； 切实提高西部城镇就业者工资收入水平。

参考文献：

（1）郝梅瑞.论小康生活中的食品消费问题—北京市食品消费研.消费经济，1996（02）

（2）李哲敏，李干琼.中国农民食物消费与营养状况.中国食物与营养，2004（10）

（3）陈莹.武汉市居民消费水平和结构实证研究.安徽农业科学，2005（06）

（4）陈启杰.中国食品供求结构的发展及对策研究.财经研究，2000（01）

居民消费结构论文例5

［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)

［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）

居民消费结构论文例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)

居民消费结构论文例7

消费结构是指居民消费中不同商品或服务消费支出占家庭总消费支出的比例,包括食品消费、衣着消费、居住消费、交通通讯消费、医疗消费、家庭设备用品及服务消费、教育文化娱乐消费和其他消费等。

一、周口市城乡居民消费结构现状分析

(一)城乡居民消费结构变化分析

恩格尔系数是衡量一个国家或地区人民生活水平的重要测度,是食品支出总额占个人消费支出总额的比例。根据河南省统计年鉴(2003～2010),周口市城镇居民恩格尔系数由2002年的37.0%下降到2009年的35.2%,与全省城镇居民恩格尔系数相比,差距逐年减少,这意味着随着城镇居民收入的增加,用于食品支出的比例也相应下降;农村居民恩格尔系数由2002年的48%下降到2009年的36%,下降幅度较大,说明农村居民支出的一大部分已由食品支出转移到其他方面的支出上。无论是农村居民的恩格尔系数还是城镇居民的恩格尔系数,与全省相比,还有一定的差距。2002～2009年,周口市城镇居民食品、衣着支出所占比例呈下降趋势,家庭设备用品及服务、医疗保健支出稳步上升,交通和教育文化娱乐服务则呈下降趋势;农村居民食品支出所占比例呈下降趋势,居住支出所占比例呈明显上升趋势,本应该加大投入的医疗保健支出、教育文化娱乐服务支出所占比例却呈下降趋势,这表明农村的医疗保健和教育文化改革工作还有待进一步加强。城镇居民消费结构中,食品、衣着、居住和教育文化娱乐服务支出占了相当大的比例(约为70%),农村居民消费结构中,食品和居住支出就占了相当大的比例(约为70%),用于衣着和教育文化娱乐服务的支出所占比例还很小,这表明城镇消费结构已逐渐趋于合理,农村居民的消费结构欠合理,消费水平还有待进一步提高。

(二)居民消费结构的特点

1.城乡居民消费水平有较大幅度提高,但城乡差距逐年拉大。消费水平提高和消费结构变化的前提是收入的增加,随着周口市经济的发展,居民的收入水平也不断提高,消费结构也发生了明显的变化。根据河南省统计年鉴(2007～2010),2009年,周口市城镇居民人均可支配收入为11363元,比2006年增长57.4%,年均增长14.35%,城镇居民人均生活消费性支出由2006年的5269元增长到2009年的8879.3元,增长68.5%,年均增长17.125%;农村居民人均纯收入由2006年的2641元增加到2009年的3908元,增长幅度达48%,农村居民人均消费支出由2006年的1964元增加到2009年的3090元,增长幅度达57.3%。由此可以看出,农村居民收入与城镇居民收入差距进一步扩大,消费水平的差距也在进一步拉大,尤其是在医疗保健、教育文化娱乐服务支出上,农村居民的医疗保健和教育文化娱乐服务有待进一步提高。

2.消费层次不断提升,消费内容日益丰富。城镇居民消费层次的不断提升是消费水平提高和消费结构改善的重要标志。从居民家庭耐用消费品百户拥有量看,彩电、冰箱、洗衣机等家用电器的普及率已经很高,空调、电脑、移动电话等也已成为具有相当普及率的大众消费品。轿车、住宅等大宗商品正越来越成为周口市居民关注的热点,消费层次不断提升,与此同时,居民消费内容也逐步扩大到娱乐、休闲、文化、旅游和健身等方面,这些都是消费结构进一步升级的基础。对于农村居民来说,农民消费水平也不断提高,结构升级加快。2009年,随着收入的增加,农民平均每百户拥有彩色电视99.56台、洗衣机70.86台、电冰箱17.41台、移动电话98.3部、空调5台、摩托车30辆。农民居住环境也明显改善,2009年末人均住房面积达26.16平方米,比上年增加0.78平方米,增长3.07%。与此同时,住房质量也明显提高。2009年底周口市农民人均用于家庭设备、用品消费的支出达150.8元,比上年增加30.44元,增长25.2%。但与城镇居民相比,农村居民在电脑、轿车、住宅以及休闲娱乐等方面消费支出上还有较大差距。

3.居民平均消费倾向呈上升趋势,居民收入有待进一步提高。居民平均消费倾向是指消费支出金额占可支配收入的比例,即消费者根据个人收入形成的购买消费品的心理倾向,用来衡量消费者对购买行为反应的敏锐程度,公式为APC=C/Y(C表示消费支出,Y表示可支配收入)。凯恩斯理论认为,平均消费倾向APC是递减,即由于收入增加,消费也增加,但消费增长幅度要小于收入增长幅度(APC递减)。根据河南省统计年鉴(2007～2010),城镇居民平均消费倾向由2001年的0.7746上升到2009年的0.7814,略呈上升趋势,同期全省城镇居民平均消费倾向由2001年的0.7803下降到2009年的0.6657;周口市农村居民消费倾向由2001年的0.685上升到2009年的0.7909,同期全省农村居民平均消费倾向由2001年的0.6557上升到2009年的0.7048,都呈明显的上升趋势。由此可以看出,无论是城镇居民还是农村居民,与全省相比其收入水平都有待进一步提高。

二、制约周口市消费结构升级的主要因素

1.居民收入因素。收入对消费结构的影响主要表现在消费需求层次上。随着居民购买力的提高,消费需求层次也会不断提高,由此必然导致消费结构向较高层次跃进。对于周口市而言,平均收入水平较低制约了消费结构的提升。2009年周口市城镇居民人均可支配收入为11363元,低于全省(14372元)3009元;农村居民人均纯收入3908元,低于全省农村居民人均纯收入(4807元)899元。与全省相比,城乡居民收入的差距进一步拉大,导致周口市居民消费能力与全省居民相比有很大差距,2009年周口市城镇居民人均消费支出为8879元,与同期的全省城镇居民消费支出(9567元)相差688元;农村居民人均消费支出为3091元,同期全省农村居民消费支出为3388元,相差297元。

2.心理因素与消费预期的影响。人们在消费时,其兴趣、情绪或指导思想在很大程度上决定了他们消费的可能性,这种心理因素主要受社会、家庭和文化等方面的影响,决定着消费者在消费过程中是否理性,各种流行元素等是否在他们的消费过程中发挥着重要作用,消费预期也会影响人们的消费行为。周口市受整体收入水平的约束,消费结构还没有实现全面升级,大部分居民还无法在短期内改善住行条件,尤其是农村居民,他们在就业、医疗、教育、养老等社会保障制度改革方面还有待进一步完善。随着物价指数的不断上升,居民预期消费支出增加,会紧缩即期消费行为,使消费支出增长慢于收入增长,延缓了消费结构的升级进程。

3.消费观念的制约。传统消费观念及其对人们消费行为产生的消极作用,降低了居民对激活消费政策措施反应的灵敏度,在相当程度上抵消了经济政策措施的作用力并使其预期应有的作用强度减弱,从而成为制约周口市城镇居民消费结构升级的一个重要原因。它所带来的消费结构不合理,不仅弱化了消费对生产的刺激作用,而且偏误了消费对生产的导向作用,给社会生产和经济发展带来了负面影响。

4.服务消费领域问题较多。一是服务业发展不平衡,使居民服务消费需求难以得到满足,其中传统服务业所占比例较大,新兴服务业比例偏低,导致部门发展不平衡;城市发展速度快于农村导致城乡发展不平衡;中低档服务供给不足,满足不了广大服务消费需求导致消费结构不平衡;二是服务业社会化、产业化、现代化程度较低,影响了居民消费质量的进一步提高;三是服务价格持续上涨制约了居民的服务消费理念。

三、进一步促进周口市居民消费结构升级的对策建议

1.提高居民收入水平,缩小城乡居民之间、不同收入阶层之间的收入差距。居民收入水平的提高是消费结构升级和消费规模扩大的基础,要建立稳定有效的收入增长机制,完善收入分配机制,扩大中等收入阶层所占比例。这就需要建立完善规范的劳动就业中介机构,给劳动者提供就业信息及指导服务,以减少就业成本,提高就业率,使居民对就业有稳定的心理预期;坚持效率优先、兼顾公平的原则,制定出合理的收入分配机制;建立健全社会保障制度,加大社会保障资金的收集力度和筹融资能力,提高居民消费预期;通过各种途径提高农村居民收入水平,缩小城乡收入差距,使城乡居民消费结构更加趋于合理。

2.进一步完善社会分配体系。目前的社会分配体系在很多方面仍难以充分发挥收入分配对个人积极性的激励作用,杜绝不合理、灰色的甚至是非法的财富积累方式。通过财政税收政策,完善金融市场,发挥金融对改善收入分配状况的支持作用;通过对城镇或农村低收入家庭的财政支持等,改善低收入群体的收入状况,提高其收入水平,优化消费结构。

3.进一步优化产业结构,大力改善产品结构。一是完善消费政策,积极拓展消费领域,培育新的消费点,促进居民消费档次的提高。消费热点是带动消费增长的发动机,周口市的消费热点主要有住房、旅游、信息、汽车、文化教育等。通过消费热点形成新的经济增长点,引导产业结构调整,从而推动周口市经济的快速发展;二是要高度重视基本消费品产业的发展,使基本消费品和高档消费品的发展满足不同群体的消费需求。

4.转变消费观念,积极倡导现代消费新理念。一是引导超前消费观念。在收入来源较为稳定的条件下,可以采取信用手段,鼓励居民合理适度的超前消费,这对促进消费结构升级,促进本市经济发展也起着积极作用;二是要积极引导本市居民提高物质文化生活质量,鼓励消费,反对浪费;三是倡导消费效用新观念。通过改变消费方式,合理配置个人、家庭资源,争取消费效用最大化,优化个人消费供给结构,使各类消费支出所占比例与个人的需求结构相吻合,从而提高消费总效用。

5.规范市场秩序,积极改善消费环境。消费需求的扩大和消费结构的升级需要一个公平、有序的市场秩序和良好的消费环境,构建覆盖全社会的诚信体系。提高各公共服务部门履行职责的能力和水平,共同维护和建立良好的市场秩序和诚信体系,创建优良的消费环境,保证交易公平,保护消费者权益。营造鼓励消费、放心消费的大环境,最大限度地在消费环节上减少消费者与商家的交易成本。

参考文献

[1]吴高莉,邓书基.基于计量经济学的消费结构分析[J].当代经济.2008(12下):140～141

[2]高源鸿,叶欣.辽宁省居民消费结构影响因素分析[J].理论界.2010(2):62～63

居民消费结构论文例8

1、引言

近年来，随着经济的持续发展，居民收入水平有了很大提高，但是河南省的居民消费率却持续下降，由2004年的60.14%降低到2013年的48.86%。针对居民消费需求不足，国内学者做了很多研究。如社会保障体系的不健全以及对未来支出和消费的不确定导致了中国居民低消费[1]，我国城乡收入分配不均导致居民低消费[2]。除此之外，由于儿童、老年人和中青年对消费的偏好、方式都不尽相同，人口年龄结构对消费也会产生重大影响。

2、文献综述

涉及到人口年龄结构与居民消费关系的理论是生命周期假说。按照该假说，消费者按照效用最大化原理，将一生的预期总收入在不同的年龄段进行最优配置。生命周期假说含有一系列的假定：工作期间保持收入不变，没有不确定的因素，不留遗产给后代等等。但是在现实中，退休人口可能会遗赠一部分财产给子女；他们还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，因此，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消因老龄人口上升而引起的总储蓄率的下降。相反， 如果工作人口比例的上升伴随着长期人均收入水平的增长，人们可能会因为预期到将来的收入增长而增加消费，这会部分抵消因劳动人口上升而引起的总储蓄率的上升[3]。

国内众多学者对我国现阶段居民消费需求不足的原因是多方面的。其一，中国经济结构正处于快速变化之中，社会保障体系尚未完善，未来支出和收入的不确定性，导致居民预防性储蓄增多，造成中国现阶段总消费不足[4]。其二，中国收入分配不均、贫富差距加大也会造成现阶段总消费不足[5]。其三，即使收入大幅度增加，消费者仍将受消费惯性的制约。

而在相关的文献中，关于人口结构变化对居民消费的影响研究不多。王刚[6]认为人口老龄化将会降低未来的消费水平和消费增长率。李春琦，张杰平认为少儿抚养系数与居民消费率呈显著负相关。李文星等[7]利用中国1989―2004 年省际面板数据，发现我国居民消费受儿童抚养系数的微弱负影响，老年抚养系数与居民消费的相关性不显著。随后，康建英[8]却得出了与上述观点相反的结论。王宇鹏[9]研究表明老龄人口的增多不仅没有降低消费，反而显著促进消费增长，而少儿抚养系数对城镇居民消费影响不显著。

3、计量模型和实证分析

3.1变量选取与数据来源

本研究中所使用的人口年龄结构和居民消费数据是年度时间序列数据，考虑到数据的可得性，时间跨度为2004-2013年。本文所用到数据均来自《河南省统计年鉴》。本文的解释变量为：

1.居民消费率（CGDP）。居民消费率是指一个国家或地区在一定时期内，居民消费总额在当年国内生产总值中所占的比重，它已经成为衡量宏观经济运行状况的重要指标。居民消费率的异常高低均会造成宏观经济结构失衡，影响国民经济持续增长和健康发展。

2.少儿抚养系数（YD）。少儿抚养系数=（0-14 岁人口）/（15-64 岁人口）。

3.老年抚养系数（OD）。老年抚养系数=（65 岁及以上人口）/（15-64 岁人口）。

4.城乡收入比（RUI）。城市居民家庭人均可支配收入与农村居民人均收入之比。

5.人均收入水平（lnNC）。城镇居民人均可支配收入和农村家庭人均收入的加权平均并取对数。

6.公共财政盈余或赤字与GDP 之比（FISD）反映财政政策是否影响居民消费。

3.2计量模型及回归分析

基于上述理论及有关影响居民消费率因素的文献，本文选用多元线性回归模型，引入滞后消费，建立下列方程：CGDP=。

首先来对回归结果整体分析，=0.9587，调整的=0.9071，说明该回归方程的拟合优度好，解释变量对被解释变量的解释较好。回归方程总体通过显著性水平α=0.01的F检验，说明该方程有显著的意义。

表3-1 居民消费率回归分析结果

其次，从单个变量来看，YD的回归系数为0.831，与居民消费率呈正相关，与生命周期假说相一致。另一方面关注变量OD的回归系数为1.588，与居民消费率同样呈正相关，与生命周期假说相一致。

儿童抚养系数和老年抚养系数增加都使得消费增加。首先，随着生活水平的提高，尤其是近些年的计划生育政策，使得每一家只有一个孩子，父母总是想给孩子最好的，因此家庭在孩子身上的消费就会增加很多；其次现今社会污染更加严重，人们的身体素质越来越差，老年人的身体状况也越来越差，而现在的医疗水平却比之前有了很大的进步，因此，老年人花费在就医看病上的消费就相应会增加。

城乡收入差距对河南省的消费率负相关，进一步证实了收入分配不均对消费的影响，FISD与居民消费呈正相关，表明政府支出或转移支付的增加将对居民消费水平产生引致效应。

4、政策与建议

本文研究发现：河南省的年龄结构对居民消费的影响与生命周期理论一致；城乡收入差距是导致居民消费下降的一个重要因素；河南省公共财政支出对居民消费率产生引致效应，因而可以扩大财政支出，进而提高居民消费。

针对本文的结论，有以下刺激消费的建议：首先要发展多元的教育产业，扩大居民对教育的消费，不尽要加大对孩子的教育投资，同时也要加大对不同年龄结构的教育投入；其次细分消费品市场，刺激不同年龄结构的消费水平；第三加大银行业的消费信贷。此外，提高收入水平、健全社会保障制度也能进一步提高河南居民消费水平。

参考文献

[1] 罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为[J].经济研究，2004（4）：100-106.

[2] 袁志刚，宋铮.人口年龄结构、养老保险制度和与最优储蓄率[J].经济研究，2000 （11）：24-32.

[3]李文星.论年龄结构与居民消费的经验关系[J]. 当代经济，2008，07：38-39.

[4]龙志和，周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究[J]. 经济研究，2000，11：33-38+79.

[5]袁志刚，朱国林. 消费理论中的收入分配与总消费――及对中国消费不振的分析[J].中国社会科学，2002，02：69-76.

[6]王刚.人口老龄化对居民储蓄的影响分析――以北京市为例[J].经济问题探索，2006，09：143-148.

居民消费结构论文例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：

[1]蒋云飞.改革开放以来中国城镇居民消费结构变动及区域差异[J].经济地理，2008.3.

居民消费结构论文例10

关键词：农村居民 收入 消费结构 扩展线性支出系统 对数模型

问题的提出

扩大农村消费市场以拉动内需，已经成为后危机时代我国经济持续健康发展的重要举措。2010年中央1号文件强调，“把扩大农村需求作为拉动内需的关键举措”，“针对经济发展和农民生产生活需要，适时出台刺激农村消费需求的新办法新措施”。可见，有效扩大农村需求对我国农村经济和社会事业的蓬勃发展，以及城乡一体化格局的形成都有着非常重要的意义。

江苏是经济发展强省，截至2009年，江苏农村人口占全省总人口数的44.4%，农村居民人均纯收入达到8004元，高出全国平均水平约3000元。农村居民的生活水平有了显著的提高，消费结构也较以往发生了较大变化。因此，研究江苏省农村居民收入与消费结构的变化趋势，对于挖掘农村居民的消费潜力，制定刺激农村消费需求的新举措，扩大内需，推动经济健康持续增长具有重要意义。同时，对江苏农村居民收入与消费的研究具有较强的前瞻性，可以为研究我国其他地区农村居民收入与消费的趋势提供借鉴。

文献综述

在西方经济学中，消费结构作为一个范畴的提出，与恩格尔定律的提出相关。德国统计学家和工程师恩格尔对英国、法国、德国、比利时等国家一些居民家庭的消费构成进行统计分析后认为，随着国家收入的增加，食品支出在消费支出中所占的比例越来越小。这一法则被不同国家、不同时期的实证数据所验证，其研究方法成为研究消费结构变化的一个基本方法。

之后，马歇尔把消费结构变动对经济的影响引入经济理论体系。凯恩斯学派又从宏观消费总量、消费函数理论的基础上考察消费需求结构的构成，形成了消费经济理论，提出收入是影响消费的决定性因素。凯恩斯的绝对收入理论中强调实际消费支出是实际收入的稳定的函数，边际消费倾向为小于1的正数，消费随收入的增加而增加，但消费增量在收入增量中所占的比例越来越小，即边际消费倾向递减。

在凯恩斯之后，杜森贝里基于凯恩斯理论分析的框架提出相对收入假说，认为消费者本人的消费支出不仅受自身收入的影响，而且也受到周围人和自己过去消费行为及其收入和消费相互关系的影响。莫迪利安尼随后提出了生命周期假说，认为消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体上得均匀的消费支出，跨时预算约束发挥了关键作用，消费者的现期消费或储蓄不仅取决于现期收入，而且取决于前期收入（资产）和未来收入（预期收入）。弗里德曼又提出了持久收入理论，认为决定消费支出的主要变量是持久收入，即消费者总收入中可以预料到的较稳定的、持续的那部分收入，暂时性收入将主要用于储蓄。

20世纪70年代，理性预期理论与前瞻的消费函数理论相结合，形成了理性预期消费函数理论，该理论认为在某些条件下，一个家庭本年的持久收入估计值也应该是其下一年持久收入的最好指标。流动性假说认为，有流动性约束的消费者的消费倾向比不受流动性约束的消费者的消费倾向低，流动性约束可能导致预防性储蓄。

近年来，我国有很多学者应用消费经济理论来研究农村的收入与消费问题。我国学者将西方消费理论应用于国内农村的消费情境并得到了诸多有意义的研究结果。

尹世杰（2001）认为收入是影响农村居民消费行为的最主要因素，农村居民的收入水平制约了其消费结构的优化和升级。李锐等人（2004）认为农村居民消费主要受持久性收入的影响。李谷成、冯中朝（2004）用定量的方法研究了中国农民收入与消费模型，测量了农民各类收入对消费支出的影响。

也有少量学者对江苏省农村收入与消费问题研究。胡绪华（2009）等通过误差修正模型研究发现1980-1991年期间江苏省农村居民消费几乎完美地调整到长期均衡途径，而1992-2007年期间江苏省农村居民消费在受到短期干扰后，只有约1/3调整到其长期均衡途径。刘晓红（2011）利用扩展线性支出系统模型（ELES），研究了2009年江苏省农村居民的边际消费倾向、边际预算份额、基本需求、需求收入弹性。

本文将以扩展性支出理论为基础建立对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。

江苏省农村居民收入与消费现状分析

本文数据来源于1992-2010年的《江苏省统计年鉴》。选取农村居民家庭人均纯收入衡量农村居民的收入水平。消费支出结构分成七类：食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通讯、居住、医疗保健、杂项。在分析之前，为消除物价因素的影响，以1992年为不变价格对各经济变量进行平减（1992=100）。

（一）江苏省农村居民收入变化趋势分析

由图1可以看出，江苏省农村居民的收入呈稳定上升的趋势。农村居民的人均纯收入从1992年的1060.7元增长到2009年的3680.81元，增长了3.47倍。这17年间，人均增长19%，提前一年达到了江苏省定的全面小康指标值。近十年来，江苏省农村居民人均纯收入以工资性收入和家庭经营收入为主。2009年，二者所占比重达到90.3%。财产性收入和转移性收入对纯收入的贡献不足10%。同时，工资性收入占纯收入的比例逐年上升，从1992年的35%上升到2009年的53%。而家庭经营收入占纯收入的比例逐年下降，从1992年的63%下降到2009年的38%。这说明江苏省农村居民人均纯收入的增长不再是单一地依靠农业增长，而呈现出多元化的趋势，农民增收的主要源泉是其工资性收入的增加。

（二）江苏省农村居民消费结构变动分析

1992-2009年，江苏省农村居民消费支出结构发生了较大的变化，如表1和图2所示。可以看出，食品消费支出比重不断下降，1992年，恩格尔系数为55%，按照联合国粮农组织的评判标准处于温饱阶段。2009年，恩格尔系数下降到39%，开始进入富裕阶段。说明江苏省农村居民在小康的基础上，逐步趋近于比较富裕。衣着支出的比重处于下降趋势，不过下降的幅度并不是很大。这表明江苏省农村居民以满足“吃、穿”为主的消费需求阶段已经基本结束。随着恩格尔系数和衣着消费支出的下降，江苏省农村居民居住的支出比重变化不大，教育文化娱乐支出不断上升。支出结构的这种转变意味着，江苏农村家庭可以将更多的资本用于人力资本投资。文化教育娱乐项目支出比重已经达到14％。交通通信支出比重由1992年的2%上升到2009年的12%。医疗保健的比重也不断增加，因为新农保制度的推行，以及人们保健意识的逐渐增强，促使个人用于医疗费用支出增加，绝对支出和相对支出的比例上升。家庭设备用品的消费支出比重从1992年至1999年呈波动趋势，而后一直稳定在5%左右，表明江苏省农村居民家庭耐用消费支出处于停滞状态。

基于ELES的江苏省农村居民收入对消费结构的影响分析

（一）模型的选择

对居民边际消费倾向的变化研究，一般采用国际上比较成熟的计量经济模型—扩展性支出系统模型（Extend Linear Expenditure System，ELES），其具体模型如下：

i=1，2，…，n （1）

式中：Vi为居民用于第i类商品的支出

为基本消费支出

Y为居民可支配收入

由上式整理得如下简化式：

式中：bi为第i类商品或服务的边际消费倾向，满足0 ≤bi≤1

对（2）式应用普通最小二乘法，得到ai和bi的估计值。

对（3）式两边求和，即：

参考刘夏等提出的对上述模型的改进建议，减少因异方差带来的分析偏差，对模型进行对数变换，如下式所示：

式中：Xi是人均用于第i项的消费支出，Y是人均纯收入，u为扰动项，β1为常数项。根据经济学弹性的概念，式中参数β2为弹性。即表示：收入增加1%，第i项消费支出增加（减少）的百分比。

（二）计算结果及分析

根据相关数据，运用SPSS FOR WINDOWS17.0软件，得到江苏省农村居民消费结构模型，相关参数如表2所示。

由表2可知，各类生活消费品所对应的可决系数均大于0.5，说明模型方程对样本数据的拟合优度较好。计算结果P值均为0.000（除家庭设备用品及服务0.017外），在给定显著水平α=0.05的条件下，各回归方程显著。另外，各类消费的估计系数β2均为正数，表示随着收入的增长，各类消费支出也随之增加，这与实际情况相符，具有实际意义。

由计算结果可知，交通与通讯、文教娱乐、医疗保健的β2均大于1，说明农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度会高于收入的增长幅度，这意味这些商品将是未来消费的重点。而居住、食品、衣着、家庭设备用品β2均小于1，表示农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度低于收入的增长幅度，意味着在未来随着农村居民收入不断增加，其在消费结构中的比重将下降。

农村居民消费收入弹性最高的是交通和通讯，其值达到了2.414，即收入每增长1%，交通和通讯支出的增长率为2.414%。该现象出现的原因是农民购买交通工具和增加通讯支出不仅仅为生活消费服务，更是为生产服务，如购买农用运输车、安装电话、购买手机等带有一定的投资性质，可以为其带来一定收益。尤其是近年来农村居民外出打工和销售农产品所必须的费用支出的增加。文教娱乐支出、医疗保健的收入弹性分别是1.564和1.454，位列第二和第三，说明教育、文化娱乐等方面的消费日益受到重视。

与此不相适应的是，农村的文体类公共产品和公共服务整体上滞后于经济的发展，需进一步加大宣传推广，积极培育和发展休闲旅游、体育健身、医疗保健服务等服务性消费，加快农村文化建设，进一步拓展农村消费空间。食品、衣着、居住的弹性在0.5左右。江苏省农村居民的收入生活消费达到一定水平后，对这几项的消费敏感度降低。家庭设备用品及服务的弹性最低。而事实上，江苏省农村居民的家庭耐用消费品的拥有率比城镇居民低得多。

结论及建议

（一）基本结论

从上面的分析可以得出，江苏省农村居民的收入持续稳步上升，消费结构升级加快，农村居民总体消费支出的收入弹性比较高。在支出结构中，支出的收入弹性排序由高到低依次为交通与通讯、文教娱乐、医疗保健、居住、食品、衣着、家庭设备用品。这意味着目前江苏省农村居民已经从食物、居住等基本生存型消费，向发展型、享受型消费转型升级。在现代西方消费经济理论中，绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说、持久收入假说、理性预期假说等代表性的理论虽各有不同，但有一个相同之处：强调收入因素在消费需求中的决定性作用及其对消费变动的深刻影响。从本文的研究结果来看，也证实了收入对消费起着最主要的作用。

（二）政策建议

江苏要通过拉动内需以实现经济的持续稳定增长，就必须建立增加农村居民收入的长效机制，培育新的消费增长点，改善消费环境，加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。具体建议如下：

1.有效增加农村居民的工资性收入。江苏省农村居民收入结构中，工资性收入成为增收主渠道，这是不受自然灾害影响的稳定的收入。因此，应加快城镇化的步伐，给农村劳动力提供充足的就业机会，以多种方式和途径提供就业信息，并为农民工进行技术培训，提高其就业能力。同时，加快小城镇建设拉动农民工资性收入增长。因为小城镇建设不但可以促进县域经济的发展，改善农村的基础设施建设水平，也使农村劳动力获得了更多就近就业的机会。

2.保障经营性收入稳定增长。农产品价格波动会增加农民的经营风险，因此政府应该加强引导和调控，建立农业生产的保障机制。在农村培育发展壮大农业龙头企业，实行适度规模经营，辐射并带动农业产业发展和增加农民收入。

3.培育新的消费增长点。从上文可知，江苏农村居民交通通讯的收入弹性比较高。因此，现代化电子信息产品在江苏农村未来具有较强的增长势头，汽车、手机、电脑成为江苏农村消费的新增长点。因此应该开发适合农村消费的质优价廉的电脑、宽带、手机、汽车等产品及服务。品牌企业要关注农村消费市场的需求，将农民用不到的一些功能删掉，从而降低成本，拓展销路。

4.改善农村消费环境。政府应该进一步增加对水、电、路、通讯等基础设施建设的投入，加快对农村电网、广播电视网、邮政通讯网、公路网、医疗卫生网等的改造。提高农村居民购买家用电器的热情，进一步扩大农民的需求。构建适合农村市场特点和农民购买习惯的新型流通体系。把城镇作为流通体系的核心，建立连锁经营、商品直售的现代商品销售渠道，同时提高大额商品的售后服务质量，消除农民消费的后顾之忧。

5.加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。在新形势下，政府应该把城乡公共服务均等化作为目标，将城市生活方式引入农村，让农民享受到与城市居民一样的文化娱乐生活。在一些较大规模的村子，建立农村影院、农村戏楼、乡村活动室等。同时，培育农村旅游消费市场，通过发放旅游消费券，调动广大农民休闲旅游的积极性。

参考文献：

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