居民消費結構論文匯總十篇
時間：2023-03-07 14:55:52
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篇（1）
1．國外學者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關系，他通過對三部門國民收入決定模型的經驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據美國的經驗數據估計出政府支出替代私人消費的系數約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經驗數據估計出政府支出對私人消費替代程度的區間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內替代彈性，發現美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數據計量分析發現，政府支出與私人消費呈現顯著的替代關系，替代系數為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據持久收入假說和1960—2003年的西班牙統計數據分析發現，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發現，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數直接引入了消費者的目標效用函數，應用30個國家1950—1987年的數據對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協整方法和1981—2000年的數據估計了23個OECD國家和地區私人消費與政府支出的期內替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協整方法運用于分析澳大利亞6個州的經驗數據，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現互補關系。［11］一個有趣的現象是，使用標準的隨機動態一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術的經驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發現，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數據的協整和非協整兩種情況，結果發現，在協整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協整的假設下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數的跨期替代彈性的效用函數，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數來說）大于、小于、等于期內替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數來說）時，私人消費與政府支出呈現Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數據估計出這兩個替代彈性系數都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協整方法用來分析東亞9個國家和地區的面板數據發現，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關系，而其他7個國家或地區的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。
2．國內學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規模實施積極的財政政策、擴大內需以后。國內學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數據所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經濟周期（RBC）模型，利用隨機動態一般均衡（DSGE）方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮和農村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數模型對我國1978—2004年的數據進行了動態分析，結果表明，從總體上分析，在大多數年份政府支出對居民消費產生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應；政府轉移性支出在大多數年份對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經驗分析，發現我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區的相關數據進行面板協整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發現中國地方政府支出與居民消費呈現較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協整分析發現，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創練（2010）所做的面板數據實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規模的影響。比如，隨著政府支出規模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛生事業支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數據，通過建立協整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發現，政府支出在短期內對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。
二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析
筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉居民消費產生了什么樣的影響。2007年我國國家統計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化。可以看出，從1978年到2006年，經濟建設費支出占比呈現明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現先上升后平穩的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經濟體制和經濟結構的變化：隨著我國經濟體制由高度集中的計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現出此消彼長的變化趨勢，經濟建設的任務越來越多地由企業和個人承擔，國家對經濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉居民消費的影響應當是不同的。經濟建設費支出。這類支出是國家用于生產性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規模，因此它在短期內可能會排擠居民消費。
在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經濟中政府與市場的關系來看，政府通過經濟建設費支出來配置資源的規模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫療衛生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫療衛生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩固的國防會大大降低國民生存、發展、生產、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經費支出和公用性經費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業和居民提供公共服務的，這是經濟和社會發展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發行銷售機構業務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經驗研究
筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數統計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數關系未知；函數關系根據數據本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉居民消費需求的影響，可加模型具有先天優勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態過程，應該是一個動態過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數據來源與選取。
由于國家統計局在2007年對政府財政支出統計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數據不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數據，這些數據均來自1979—2007年《中國統計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉居民消費的影響①。為了消除數量級的影響，將數據進行自然對數變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農村居民消費，y2為城鎮居民消費。（2）政府支出結構對農村居民消費需求影響分析。根據（1．1），政府支出結構與農村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經濟建設費支出對農村居民消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對農村居民消費產生了“擠入效應”，促進了農村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農村居民消費產生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經濟建設費支出對城鎮居民的消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮居民消費產生了“擠入效應”，促進了城鎮居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內對城鎮居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農村、城鎮居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農村居民和城鎮居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮居民在一定范圍內有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮，農村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉居民消費函數中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。
篇（2）
1.食品消費食品消費直接影響城鎮居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統計局統計十年內我國城鎮居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。
2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數據分析中可以得出：2003-2012年，城鎮居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現直線上升的趨勢。
3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮居民目前對高檔耐用消費品的需求已經飽和,現處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新換代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩定,不會明顯下降。
4.醫療保健消費從數據中可知，醫療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。
二、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素
1.城鎮居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平決定著不同的消費結構。
2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮居民恩格爾系數居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。
3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫療制度改革、退休制度改革和養老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。
4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。
篇（3）
一、引 言
當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。
關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費
情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。
二、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的機理
（一）居民消費結構變動與轉變經濟發展方式的機理
從產業結構的視角看，居民消費結構是指各產業產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家庫茲涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業的生產調整，最終產品產業生產的調整會引起資源在不同產業間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業協調發展必然促進經濟發展方式轉變。然后，經濟發展方式引導和決定三大需求協調拉動經濟發展，收入決定消費，經濟的發展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業結構的變動，產業結構的變動決定著經濟發展方式的變動，反之，經濟發展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。
居民消費結構與經濟發展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力
社會經濟發展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發展、國民經濟是否良性循環的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發展空間。然而，從目前發展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。
三、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的實證分析
（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理
向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態聯立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應。考慮到統計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。
文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業結構是中間變量，用三大產業占GDP比重，即第一產業比重（PFI），第二產業比重(PSI)、第三產業比重(PTI)作為產業結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。
（二）模型的估計與檢驗
1.單位根檢驗
由表1顯示，五個變量都為不平穩的時間序列，經過一階差分后為平穩I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF
檢驗值檢驗類型
注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協整檢驗臨界值；表示一階差分。
2.VAR模型估計
在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：
一般而言，第一個協整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協整向量進行正規化后可以得到對應的協整關系表達式為:
由協整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業的系數均為負值，顯然，三大產業結構與農村居民消費結構脫節。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發展階段。
4.格蘭杰檢驗
為考察農村居民消費結構變動與三大產業結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3
由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業結構之間存在單向因果關系，而第三產業與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業中，只有第一、二產業結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業的發展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業結構與經濟增長都存在雙向因果關系。可見，第二、三產業對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業相對較小。
5.脈沖響應分析
為了清晰地反映農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的動態影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業的協調發展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。
6.方差分析
方差分解可將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的動態變化。具體分解結果如表5。
由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業的變動解釋。可見，農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。因此，調整產業結構，大力發展第三產業，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。
四、結論與政策建議
綜上可知：我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。然而，目前我國產業結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優化，適時調整三大產業結構，實現經濟增長方式的轉型。
（一）建立農民增收的長效機制，穩定農村居民的消費預期
首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業內部挖掘農民持續增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。
（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優化與升級
消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業結構優化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養那些示范效應強，能夠帶動相關產業發展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。
（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業結構調整
首先，適時調整農業結構，發展農業生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業生產結構和農業的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發展高產優質高效農業，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優勢產業群體，延伸產業鏈條，推進農業產業升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業結構，生產適合農民消費水平的工業消費品。第三，大力發展農村服務業，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環境和“軟”環境，提高農村居民消費的幸福指數。
（四）縮小城鄉居民消費差距，促進消費公平
消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉居民消費差距，應從合理調節城鄉居民收入差距入手。首先，穩定和完善農村稅收政策。繼續通過對農業生產資料從生產到銷售各個環節實行稅收減免，降低農業生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業生產環節，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。
注 釋：
①中華人民共和國國家統計局.stats.省略/tjsj/jidusj/
②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30
省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml
③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml
④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791
⑤中華人民共和國國家統計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑥中華人民共和國國家統計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm
⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫療衛生狀況報告［J］.中國發展觀察, 2005(1):16
⑧張 鑫.中國城鄉居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．
主要參考文獻：
［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．
［2］賀喜燦．人力資源開發視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．
［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．
［4］劉 利．中國城鄉居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．
Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic
Development Model: Evidence from 1978 to 2010
篇（4）
21世紀初中國經濟發展進入工業化中期階段這一時期我國居民消費結構將隨著產業結構、收入分配結構.人口結構等一系列結構的變動特別是經濟體制改革的深化而發生劇烈變化。
凱恩斯主義指出總需求不足是經濟蕭條的一個重要原因但由此從理論上推論出只要將總需求提高到與總供給相等的水平就能恢復經濟均衡則是有問題的，因為經濟均衡不僅取決于供給與需求在總量上的相等，更取決于在結構上的一致。因此研究居民消費結構的變動對擴大國內需求、促進經濟持續增長有著十分重要的意義。
一、居民消費結構升級的機理
居民消費結構是指消費儲蓄結構和消費支出結構的統一按照國際經驗人均GDP超過1000美元之后將觸發國內社會消費的結構升級。2003年我國人均GDP達到109。美元國內居民的財富積累達到了消費升級的臨界點居民消費將出現顯著的結構性升級換代，伴隨著消費結構性升級消費支出也將大幅增加。社會生產力的發展和科學技術的進步是導致居民消費結構升級的根本動因。一方面隨著經濟的發展居民收入必定會不斷增加。消費函數理論表明收入是消費的決定因素，居民收入是消費需求的基礎。居民消費結構升級是源于居民收入的不斷提高而居民收入的提高依賴于經濟的發展。由于居民收入變動方向和居民消費變動方向的一致性在居民收入不斷提高的前提下，必然導致消費總量的增加和消費結構升級。另一方面社會生產力和科學技術的不斷發展，導致社會總供給及其結構不斷升級為消費需求增長和消費結構升級提供了可能性和條件。一般地社會總供給可分為基本性消費品、享受性消費品和發展性消費品。在生產力發展初級階段社會總供給以基本性消費品為主，與此相應的居民消費結構中基本的、必需的消費品占較大的比重此時消費結構是低級的。隨著生產力的不斷發展各種享受性和發展性產品不斷增多產品的質量也不斷提高，在社會總供給結構中享受性和發展性產品的比重不斷提高，實現了結構升級與此相應的居民消費結構中享受性和發展性消費品的比重逐步上升，此時消費結構也會逐步升級(表)。據世界銀行對40多個國家的消費發展狀況調查表明由日常消費進入住、行等重大消費升級一般發生在人均GDP達到1000美元以上。當一個國家人均GDP達到1000美元時住房消費開始進入快速增長期;當人均GDP達到300。美元時將進入汽車消費快速增長期。我國目前人均GDP已超過1000美元且有三分之一的省市人均GDP超過1500美元上海、深圳、廣州、北京等大城市人均GDP已超過300。美元。這為消費水平從萬元級向十萬元級或幾十萬元級升級提供了積累和準備，可以說消費結構升級在我國已初見端倪。
二、我國消費結構的國際比較
與主要國家和地區人均GDP1000美元時消費結構比較我國居民消費支出結構具有如下特點
1我國生活型消費比國際水平偏高。2003年我國人均GDP達到109。美元在城鎮居民中只有中等收入戶、中等偏上收入戶和高收入戶等60%的居民家庭達到人均GDP1000美元時恩格爾系數41%以下的國際平均水平全國76%的人口恩格爾系數沒有達到應有水平。
2農村居民居住類消費支出比重過高。2003年我國城鎮居民居住類消費支出比重為11%基本和主要國家不相上下農村居民居住類消費支出比重高達16%大大高于平均水平尤其是農村高收入組居民2003年的恩格爾系數為38%基本相當于主要國家和地區人均GDP1000美元的消費水平但其居住類消費支出比重高達19%和主要發達國家人均GDP20000美元左右時的居住類消費支出比重不相上下與其實際收入水平和消費水平嚴重不相匹配這對農村居民的其它類別消費具有嚴重的擠出效應不利于農村消費市場的啟動。
3.其他發展享受型消費不足。我國居民家具、家庭設備消費支出比重不足:2003年我國城鎮居民和農村居民家具、家庭設備及服務類消費支出比重分別為6%和4%，都大大低于主要國家和地區的平均水平說明我國家電市場仍有發展空間，尤其在農村市場，彩電、冰箱、洗衣機等日常家用電器的普及水平還有待提高。
4教育和醫療消費偏高。我國城鎮居民文教娛樂支出比重達14%，其中城鄉居民用于教育方面的支出占到50%，而一般國家這類比重為20%。世界上大多數發達國家或地區以財政對教育的投入為主我國也應該采取措施逐步減輕居民教育負擔.為擴大其它消費創造條件。
三、我國消費結構變動的趨勢預測
目前，隨著我國經濟的快速增長，城鄉居民收入的穩步提高(表)使得我國居民的消費結構進入了加快升級階段新的消費熱點開始啟動。未來我國居民的消費活動將進一步活躍消費率將繼續提高，消費總量將持續增長。
我國居民消費結構升級的發展趨勢主要體現在以下幾方面
1居民消費結構進入升級換代的劇變期。根據發達國家的經驗，人均GDP達到100。美元時，消費結構升級加快每一經濟發展階段都有不同的消費熱點不斷切換。在現階段，我國人均GDP已達到130。美元，因此居民消費結構變動將由前一階段的平面擴張緩變期進入升級換代的劇變期導致居民消費結構升級進一步加快。
2.居民消費結構由生存型的溫飽消費向享受型、發展型的現代消費轉變。世界各國的發展經驗表明，人均GDP達到100。美元一3000美元時，居民消費由溫飽消費向現代消費轉變。縱觀近幾年的我國居民消費結構的變化消費的內容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格爾系數將進一步下降，非恩格爾系數如醫療、保險、娛樂教育、文化服務等發展型甚至享受型消費系數呈上升趨勢，消費結構將出現良性變動。
篇（5）
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
二、甘肅省居民消費對經濟增長的貢獻率
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
篇（6）
引言
隨著居民收入的逐步上升與生活質量的不斷提高，居民生活引發的碳排放會越來越大。在國家積極探索內需拉動經濟的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現可持續發展、可持續消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數、平均消費傾向、平均家庭規模、居民能耗結構等[1-3]，不過不同因素影響效應的程度與減排潛力存在明顯區別。首先，平均消費傾向呈現逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應，但不能依靠該因素達到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內需政策相左。其次，平均家庭規模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規模以達到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結構呈現出無序的變動態勢、各種能源比例需要進一步升級、優化，盡量使其對居民碳排放的影響效應明顯化。最后，文獻對于碳排放強度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數對其碳排放的影響效應有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數就成為基于居民部門節能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產品的數量，屬于影響居民部門碳排放的內生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結構密切相關。鑒于此，根據居民消費結構與碳排放系數的變動特征，在考慮城鄉居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應，并對使其降低的有效途徑進行相應探索是非常重要的。
1 居民消費結構與居民消費碳排放系數的變動
1.1 居民消費信息熵
消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結構的動態演變規律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結構特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結構演變規律。根據信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：
為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結構特征，是對居民消費無序度的量化。數值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結構是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數值越大，相應的消費結構越好，而在有序的變動過程中，趨于穩定，才視為良好的發展狀態。
1.2 居民消費碳排放系數
借鑒生產總值碳排放強度與能源碳排放系數的定義，居民消費碳排放系數稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內需啟動經濟發展、倡導可持續消費模式的重要方面。
1.3 居民消費結構與居民消費碳排放系數的動態演變特征
由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結構與碳排放系數呈現不同方向階段性波動：
1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設備用品及服務類消費支出的比重上升，引起結構變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數上升。1993～2002年居民消費結構中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設備用品及服務等支出比重持續上升，居民消費結構處于由低級向高級的逐漸轉變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進而居民生活碳排放系數持續下降。
2003～2007年居民消費結構持續升級，引發居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進而促使這一時期居民生活碳排放系數的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數呈現不同方向變動，前者持續增加，能源與環境壓力的持續增強促使節能減排成為“十一五”規劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續消費或綠色消費，鼓勵消費節能型產品，引導居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數下降。
由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結構對居民消費碳排放系數的影響效應存在差異[12]。因此，中國居民消費結構如何升級、優化調整才能促進居民部門節能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數與居民消費結構變動之間呈現的是非線性特征，因此不能簡單地應用以往的線性模型設定兩者關系，應該建立適合兩者真實互動的關系的模型。閾值協整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現線性關系的模型，因此在考慮城鄉居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協整模型，揭示中國居民生活碳排放系數因居民消費結構變動與城鄉居民消費差異不同而呈現機制轉移的非線性效應。
2 理論模型
2.1 城鄉消費差異的泰爾系數
由于我國呈現二元結構，城鄉消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉消費水平差距的影響，因此構建基于居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型時，需要兼顧城鄉居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標沒有反映城鄉居民人口比重的變化，故計算度量城鄉居民消費水平差異泰爾系數[13]，計算公式如下：
其中 分別為城鎮居民與農村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉消費水平差距呈現先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。
2. 2 閾值協整模型的設定
表示居民消費碳排放系數， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉居民消費差異的泰爾系數。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數呈現非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數 ，大小位于 連續函數，反映居民消費結構對其碳排放系數的影響效應隨著變動程度的不同而發生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數，表示機制發生轉移時閾值變量的取值。因此，居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型可設定為：
3 模型的檢驗與估計
3.1 變量的單位根檢驗
為確保數據適合構建閾值協整模型，雖然變量不一定是平穩序列，但一階差分序列必須是平穩的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進行檢驗，結果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數與城鄉居民消費差異的泰爾系數不平穩，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進行下一步的操作。
3.2 有關平滑轉移函數 存在與形式確定的檢驗
確定平滑轉移函數 是否存在與具體的形式，首先確定機制轉移發生的位置參數，其次進行非線性檢驗，證明在位置參數確定的情況下所設置的模型呈現非線性；最后確定平滑轉移函數的具體形式。
3.2.1 確定機制轉移位置參數
位置參數的確定方法是基于平滑轉移函數的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數化后得到：
針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據 函數值最小確定相對最優模型，或者擬合優度即 最大時所對應的 即為機制發生轉移的位置參數。本文選取 的取值范圍在 ，根據表1的結果，選取 最大時對應的 。
3.2.2 非線性檢驗
進行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設，認為該模型存在非線性。由表2的檢驗結果得知，拒絕存在線性的原假設，即該模型存在非線性。
3.2.3 平滑轉移函數 具體形式的確定
通常平滑轉移函數形式有兩種，指數函數與邏輯函數，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設與備擇假設的設定不同，本文設定原假設 ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數函數，否則為邏輯函數。根據表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數形式為邏輯函數。
3.3 閾值協整檢驗
根據估計的平滑轉移函數 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩序列，則該模型為閾值協整模型。可以采用部分殘差進行檢驗[18]，檢驗統計量設定為：
4 實證分析
4. 1模型的估計結果
為確定閾值參數，對式（4）進行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結果如下：
光滑函數的結果反映在考慮城鄉居民消費差異的情況下，居民消費結構對居民生活碳排放系數產生長期效應，呈現非線性特征。其中光滑參數 ，表明這種非線性效應機制轉移的速度較為緩慢。
4.2 分階段分析
閾值參數 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數的非線性轉移發生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數的影響效應遵循第一機制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉居民消費差異的泰爾系數分別為0.76與0.94，由于居民消費結構的變動引起居民生活碳排放系數分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達到小康水平，居民消費結構比較單一，處于低級變動狀態時，對居民生活碳排放系數的影響效應為負，利于居民生活能源效率的提高。
當居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數 周圍波動時，估計的光滑轉移函數 介于0與1之間，從而使得居民消費結構變動對居民生活碳排放系數的影響效應在第一機制與第二機制之間平滑轉移，由 反映，影響效應由負向正、繼而由正向負平滑轉換。2003～2007年居民消費結構中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數分別提高0.48與0.51，表明居民消費結構處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數。
2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于1或接近于1，這段時期居民消費結構對居民生活碳排放系數的影響效應服從第二機制，由 反映。居民消費結構中各消費項目呈現不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設備用品及服務與教育文化娛樂服務類支出為主，食品支出為輔的消費格局。“節能減排”理念引導居民向低能耗與低排放的方向轉變，引起居民生活碳排放系數在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結構變動對碳排放系數的影響效應為負，有利于居民生活中節能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結構變動促進居民部門節能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。
4.3 對居民生活碳排放系數的偏效應
根據估計結果分別計算居民消費結構與城鄉居民消費水平差距對碳排放系數的偏效應。如圖3所示，居民城鄉消費水平差異的泰爾系數對居民生活碳排放系數由負效應逐漸向正效應轉變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉消費差距逐漸成為阻礙居民部門節能減排的重要因素。居民消費結構的變動對居民生活碳排放系數的偏效應，呈現先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態勢，不過后續降低效應不具有明顯性。
5 結論
在考慮城鄉居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型。得到主要結論如下：
第一，1985～2013年中國居民消費結構變動對居民消費碳排放系數的長期效應，因消費結構優化、升級變動，而呈現非線性的轉換與演變：1985～2002年居民消費結構中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結構對碳排放系數的影響效應服從第一機制，呈現負效應。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數上升，這一時期居民消費結構呈現增加效應，在第一機制與第二機制之間平緩轉換。2008～2013年受節能減排政策以及可持續消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進而引起居民生活碳排放系數的降低
第二，與之相一致，居民消費結構變動對碳排放系數的偏效應由負向正轉換，繼而向節能的方向演變，但負效應不是很顯著。同時城鄉居民消費差異對居民消費碳排放系數的影響效應整體上呈現負效應，逐漸向正效應演變，表明城鄉消費差異不利于居民部門碳排放系數的降低。
從長期上看，中國需要進一步優化居民消費結構，提倡可持續消費模式、降低居民消費碳排放系數；同時縮減城鄉居民消費差異，提高區域消費水平均衡化，從居民部門出發，促進節能減排工作的順利進行。
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篇（7）
第一章 緒論
1.1 論文選題的學術和實用意義
中國消費市場的發展態勢，既是我國新一輪經濟增長的隱患和契機，同時也是撬動世界經濟的杠桿。目前，我國經濟增長過分依賴于投資與出口，對消費需求的重視嚴重不足，這必將導致經濟增長原動力的傾斜，抑制國民經濟的健康和可持續發展。我國城鎮居民消費一直是構成我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，消費需求的發展趨勢很大程度上反映了國民消費需求的發展趨勢，擴大消費內需的關鍵在于發展城鎮的消費需求，剛起步的消費市場才是未來我國消費市場的重點和熱點。其重要性不僅體現于龐大的市場規模，也體現于巨大的市場潛力。馬克思在《資本論》中說:“沒有離開消費的生產，消費為生產提供最終的動力”。在經濟學 GDP 分析中，消費、投資和凈出口被譽為拉動經濟增長的“三駕馬車”，其中作為總需求構成因素之一的消費需求對經濟增長具有持久的推動力。最終消費是由居民消費和集團消費兩部分組成，居民消費又可分為城鎮居民消費與農村居民消費兩類。隨著我國計劃經濟體制向市場經濟體制的轉軌，國民經濟基本保持健康平穩的發展，社會產品日益豐富，居民生活消費選擇空間不斷加大，消費對生產供給及國民經濟發展的反作用力越來越明顯。
消費作為國民經濟活動中的重要一環，在經濟生活別是對經濟的增長起著根本性的作用。這主要體現在：從需求方面看，消費對經濟具有直接與間接拉動作用；從供給方面看，消費能夠創造出生產發展所必需的人力資源，從而創造出社會生產力；從均衡性角度看，消費又起著“自動穩壓器”的作用，防止國民經濟大幅度地波動；從結構方面看，消費結構變動是產業結構變遷的根本動因，可引導產業結構不斷地升級，促進經濟增長。從理論上講，消費結構問題是消費經濟研究的重要內容，是一定時期人民群眾消費狀況的重要標志。居民的消費結構，不僅僅涉及消費領域的問題，更是社會再生產過程中的一個重要問題。從社會再生產過程來看，衡量一個國家經濟發展的水平和層次，衡量一個國家國民經濟運行的狀況是處于良性循環狀態還是處于不良運轉時期，關鍵問題之一就是看居民的消費結構是否合理。進行消費結構的分析研究，對了解居民自身的合理消費、社會消費水平、社會經濟結構及其變化以及進行宏觀經濟調控、平衡市場供給與需求，都具有很重要的作用。就杭州市區城鎮的情況來說，經過改革開放二十幾年的發展，特別是自 1995年杭州市以來，居民生活水平有了跨越性的提高，當前正處于從初步小康型向全面小康型轉變的關鍵時期。同時，杭州市國民生產總值的增長和居民收入水平的不斷提高，城鎮居民家庭生活消費水平，特別是消費結構較以往發生很大變化。細致地研究近幾年來杭州市居民的結構變化狀況，系統地把握消費結構變化同經濟增長的關系，對準確把握居民消費需求、促進居民消費具有指導意義。從經濟發展的角度，微觀方面，可以為企業、商品生產者組織生產、合理決策提供現實參考；宏觀方面，可以為本市的產業結構調整和國民經濟的宏觀決策提供依據，達到優化產業結構、合理配置資源、促進經濟穩定增長的目的。
1.2 論文研究目的，內容和技術路線
① 研究的目的
1）利用理論分析和實證分析的方法了解杭州市城鎮居民消費消費支出結構變動的特征，尋求影響杭州市區城鎮居民消費變化的因素。
2）通過恩格爾系數和擴展線性支出系統（ELES）模型對城鎮居民消費結構進行研究分析
3）根據消費變動的原因和與經濟增長的關系，得到合理化結論，為政策制度的建立和完善提供依據。
② 研究的內容
研究是以杭州市城鎮居民消費結構變化為考察和分析對象，研究的時期主要是 1995 至 2008年杭州市城鎮居民消費狀況。主要研究內容：
1）概述城鎮居民消費結構的基礎理論和內涵，消費結構變化及發展的一般趨勢和意義，論述城鎮居民消費結構變化對經濟增長的影響。
2）運用恩格爾系數和擴展線性支出系統（ELES）模型，計量經濟分析方法、統計分析方法和比較分析法，對杭州市城鎮居民消費結構變化進行分析，對城鎮居民家庭消費結構的變化和特點進行分析，找出消費變化中存在的問題，提出合理化對策建議。
③ 技術路線
1）首先是對消費結構的綜述，描述國內外的消費結構的研究，再對消費結構概念和應用的闡述。
2）然后是對杭州市城鎮居民的消費統計數據和家庭消費數據樣本進行分析，根據需要選取建立消費函數、擴展線性支出系統(ELES)模型的方法，對杭州市城鎮居民消費影響因素變化和特征進行實證分析，找出影響的主要因素。
2）再是對城鎮居民的消費結構研究方法的一個總結。
3）最后從實證論的角度，論述城鎮居民消費結構變化與經濟增長之間存在著相互聯系、相互依賴、相互補充、相互促進、相互制約的關系。針對主要影響因素給出促進經濟增長的可行性對策建議，給出政策制度的合理依據。
1.3 國內外研究現狀綜述
1.3.1 國外消費結構的研究綜述
西方對消費結構的研究較早，17 世紀末，喬治金對曾對工人階級生活消費進行了系統的研究，當時消費結構被稱為“預算分析”或“收支研究”。他不僅從宏觀的角度分析了國家消費支出的構成情況，還從微觀的角度分析了英國家庭的生活消費支出結構。最早提出“消費結構”這一概念是在 19 世紀末 20 世紀初，愛德華迪克佩蒂阿格茲收集了不同社會階層、不同收入組的消費結構資料，并首次提出家庭消費結構消費支出的分類方法。弗里德里克勒普拉爾對消費結構的研究主要是調查每一家庭的生活收支情況，目的為了社會改革服務【1】。 研究消費結構最突出的代表人物就是德國統計學家和工程師恩斯特恩格爾，1857 年他在研究當時歐洲大陸居民幾十年的消費數據，特別是居民的食品消費與總消費以及與總收入之間的關系后提出：一個家庭收入越少，其總支出中用來購買食品的費用所占比重就越大；反之，一個家庭收入越多，其總支出中用來購買食品的費用所占比重就越小【2】。這就是世人所熟知的著名的“恩格爾定律”。馬克思在分析社會資本再生產時，把社會生產兩大部類中的生產消費資料的部類進一步區分為生產必要生活資料和生產奢侈消費資料這樣兩個分部類【3】；此外在《剩余價值理論》中，馬克思把消費品區分為以商品形式存在的消費品和以服務形式存在的消費品【4】。這實際上以宏觀的角度分析了消費結構。恩格斯也曾把消費資料劃分為生存資料、享受資料和發展資料，揭示了人們的消費結構從低向高發展的歷史進程。列寧則更明確地指出過：“一定的消費狀況是比例的要素之一”，他還概括了需求上升規律，即一個國家的生產率較高，工人的工資也較高，滿足的需求也就較多【5】。這些都是對消費結構的闡釋。當代西方消費經濟理論是在古典消費經濟思想和理論的基礎上發展起來的，其主要內容包括：消費者行為理論、消費函數理論、消費結構理論、消費水平理論、消費品的供給和分配中的政策和技術問題等等。近現代許多西方學者對消費理論提出了各種假說，如凱恩斯的絕對收入假說，杜森貝里的相對收入假說，弗里德曼的持久收入假說，莫迪里安尼的生命周期假說等，為消費結構的研究奠定了理論基礎。到了 20 世紀 60 年代，西方經濟學家開始把家庭作為消費決策的基本單位，分析消費結構。其中，希爾提出“家庭文明”分析，斯梅爾塞等提出家庭消費支出功能分析，威廉威爾斯和喬治古伯爾利用“家庭生命周期”對消費行為進行分析，體現了消費結構在家庭消費中的變化趨勢。在研究方法上，恩格爾定律被提出以后，它的適用性得到了現代西方經濟學家普遍認同，隨著經濟學家對消費結構變化的不斷研究，按照恩格爾定律的基本規律，得出了衣著消費支出類似食物消費支出的變化規律，稱之為恩格爾定律的引申定律。在研究各國居民生活水平時，經濟學者經常使用恩格爾系數來表達自己的學術觀點，也是定量研究消費結構的開端。最近幾年，消費結構的主要研究方法是線性支出系統模型及擴展的線性支出系統模型。線性及擴展的線性支出系統是用收入水平、價格水平等做解釋變量，只能反映總支出和價格變動對消費結構的影響，對一些潛變量對消費結構的影響，如地區因素、收入分配因素、預期因素等潛變量對消費結構的影響無法顯現出來。因此，一些國外學者提出用面板數據的方法研究消費結構，即用 PanelData 方法分解潛變量對消費結構的影響，主要代表人物有喬晨、馬蒂爾斯和塞維斯特，該方法在消費結構研究中有著廣泛的應用前景，使消費結構研究進入了嶄新的階段。
1.3.2 國內消費結構的研究綜述
我國對消費結構研究起步較晚，發展迅速。著名經濟學家董輔礽教授在 1963發表的《關于消費問題的探討》一文中指出“社會主義社會勞動者的消費構成，一方面是由他們的需求結構決定的，另一方面是由消費基金的物質構成決定的。”這里的消費構成等同于消費結構。改革開放后，黨和政府開始對此高度重視，消費結構的研究真正活躍起來，對消費結構的全面深入的理論研究開始進行，從“六五”起到“九五”國家都將消費結構方面的研究列為社會科學研究基金項目。1983 年由尹世杰教授主編的《社會主義消費經濟學》填補了我國經濟科學一個空白，開拓了經濟理論研究的新領域。在這部著作中，尹世杰教授專門分章系統研究了消費結構問題，是我國進行消費結構理論研究的開端。
八十年代中期至上世紀末是我國消費結構理論發展的十分重要的階段，在這十幾年里相繼出版了幾部專門研究消費結構的專著，包括中國社科院楊圣明教授于 1986 年所著的《中國消費結構研究》；山東大學林白鵬教授于 1987 年所著的《中國消費結構學》和1993 年所著的《中國消費結構和產業結構關聯研究》；尹世杰教授于 1988 年所著的《中國消費結構研究》和于 2000 年所著的《中國消費結構合理化研究》。這些著作把中國消費結構學的研究推上一個又一個的新臺階，并且基本構筑起了我國現有消費結構理論體系。楊圣明教授在《中國消費結構研究》中從宏觀和微觀兩個方面入手，研究了消費結構及其之間的相互關系，書中建立了數學模型和對消費結構的預測方法，這些方法至今仍有較大的借鑒意義。林白鵬教授《中國消費結構學》中把消費結構作為一個要素放在社會再生產這個大系統中研究，指出：“消費結構的變化的不同階段是生產力一定發展水平的反映，在社會主義國家研究消費結構有特殊意義”。在《中國消費結構與產業結構關聯研究》中，林白鵬教授首次將消費結構和產業結構兩個領域聯系起來研究。他認為產業結構和消費結構是兩種相輔相成的經濟要素，產業結構只有適應消費結構的變化，才能從根本上解決生產與消費的矛盾，使產業結構的調整與人民生活水平的提高結合起來。
尹世杰教授的《中國消費結構研究》一書是以我國居民的生活消費結構為著眼點，以消費需求為始點，以經濟、社會、文化等影響消費結構的諸因素為內容，以消費結構合理化為目的，并以滿足人民群眾消費需求和提高消費質量為終點，建立了自己的消費結構理論體系。為解決我國經濟發展中居民消費結構出現的新情況給予了理論指導。他的新著《中國消費結構合理化研究》更反映了當代消費結構研究的最新成果，開創了消費結構研究的新局面。在對現階段我國消費結構定量的研究和預測方面，江西財經大學的董福榮教授從中國家庭消費結構方面入手；山東大學藏旭恒教授從居民資產與消費選擇行為關系方面研究，在他所著的《中國消費函數分析》中，研究了消費結構、消費傾向、消費的收入彈性以及和利率價格的關系；國家計委宏觀經濟研究院范劍平研究員以及孫鳳研究員分別從居民消費與經濟發展關系方面和消費行為數量研究方面作了深入研究。這些研究使得我國對消費結構學的研究理論系統逐步發展和完善，為推動經濟發展打下堅實的基礎。
1.3.3 居民消費結構與經濟增長關系的研究現狀
國內關于居民消費對經濟增長影響的研究，長期以來得到論證，居民消費是拉動一個國家或地區經濟增長的源動力。大量文獻對于城鄉居民的消費對經濟增長的影響力度進行了具體分析，提出了城鄉居民的消費對經濟增長均有很大影響但是力度不同的觀點。在消費對經濟的促進作用方面，國家統計局課題組通過對中國居民購買力水平的實證研究，得出“提高城鄉居民購買力水平是擴大內需的關鍵”結論；河北經貿大學課題組經過實證分析，得出推動經濟增長的主要因素是內需的增長，投資對經濟增長的貢獻小于消費對經濟增長的貢獻率。劉緝川在《江西農村居民消費研究》一文中認為消費是經濟增長的主要動力，對經濟增長具有重要的拉動作用，對人力資本具有創造作用，消費還是防止經濟蕭條的穩定力量。
常欣在《供給與需求結構雙向調整》中指出，目前中國經濟增長的格局已由“資源約束”轉為“需求約束”，消費在一定程度上會制約經濟的增長。敖琴在《縮小城鄉居民收入差距與擴大農村居民消費需求》中認為，占全國人口總數三分之一的城鎮居民消費占了全國居民消費的 70%左右，城鎮經濟在國家經濟中占據著主導地位，其發展水平將直接影響我國經濟的發展速度與水平。城鎮居民消費對整個社會經濟的增長做出了巨大貢獻，其變化將直接引起市場供求的變化。這些變化將關系到城鎮自身乃至全社會的發展。從消費結構與經濟持續增長關系的角度，經濟發展史表明，經濟增長促進消費結構升級，消費結構升級推動經濟增長，兩者互為條件、相互促進。劉樹信《改善山西消費結構拉動經濟增長的政策思考》一文，研究了山西省消費結構改善拉動經濟增長，論述了應該如何按照消費的要求對產業結構進行調整。張澤一的《城鄉居民家庭消費水平、消費結構對經濟增長的影響》，文章論述了消費結構是如何通過產業結構對經濟增長產生影響的問題。
黃麗馨的《廣西消費結構與產業結構關聯的實證分析》，在文章的論述中提出了消費結構通過產業結構優化促進經濟增長的思想。在家庭消費結構方面，高榮升《中國城鎮居民消費行為與特征研究》中對比考察一些典型國家居民家庭消費結構的變化特點，通過借鑒和參考這些國家的經驗，以實現我國家庭消費結構的優化。余金鳳《論我國居民家庭消費結構的優化》指出家庭消費結構是整個消費結構的基礎。我國經濟要持續保持適度增長和協調發展，必須始終保持國內消費市場對經濟發展的有效拉動，擴大國內消費需求，優化家庭消費結構。由于眾多經濟學家的不懈努力，我國的消費結構理論體系已經基本成形，其主要內容包括消費結構的類型、影響消費結構的因素、消費結構合理化的指標和途徑、消費結構的差異、消費結構的國際比較以及消費結構與產業結構的關聯等，為我國消費結構理論研究的發展做出應有的貢獻。
第二章 消費結構的基礎理論
消費結構理論是消費經濟理論的重要組成部分，消費結構的研究將宏觀經濟中的消費理論與消費實際聯系起來，為宏觀消費問題提供了實證研究的角度、方法及應用。
2.1 消費結構的基本概念
致謝
時光如白駒過隙，轉眼間，我已經在上海海洋大學度過了近4年難忘日子。在本文完成之際，我要向這幾年里所有關心和支持我的老師和朋友們表示我誠摯的謝意!在這即將告別校園、走向社會的時刻，我由衷地感謝給過我指導和幫助、鼓勵和歡樂的師長、朋友和家人。
在校學習期間，我在學習和生活上得到了老師們無微不至的關懷和幫助。老師們嚴謹的治學態度，淵博的學識，寬厚豁達而正直隨和的為人風范，令我敬仰，永遠是我學習的榜樣。從治學態度到治學方法，從做學問到做人，都給了我莫大的啟迪，讓我受益終身。
我要感謝我尊敬的老師們。四年來，老師們悉心教授了我各方面的知識。特別是鄭奕老師，本文從選題、構思、成文都傾注著老師的心血。在此，謹向我尊敬的導師致以誠摯的感謝!其次，我要感謝陪伴我度過四年大學生活的同學和朋友們。他們不僅讓我的生活變得豐富多彩，而且幫助我克服了生活和學習中的一個個困難。這些珍貴的情誼我會永遠珍惜。最后，我要感謝我的父母家人。他們無論在物質還是精神上都給我了極大的支持，他們的教導讓我少走了很多彎路，他們的關愛讓我充滿了勇氣與信心。
我所取得的任何成果都是老師，朋友和家人支持的結果，在這里我忠心祝愿他們生活幸福、身體健康！
感謝!
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[32] 萬金發. 北京市城鎮居民消費結構研究[D]. 哈爾濱工程大學， 2005.1.
篇（8）
一、研究國民消費的意義
按照經濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經濟的均衡發展。
現階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內需求尤其是居民消費需求促進經濟發展。首先,我國處于居民消費結構優化升級的發展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發展型消費需求升級過渡,但產業產品結構、收入分配結構、區域協調發展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經濟增長。
關于如何擴大國內需求方面,中央經濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內容主要體現在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規律,掌握消費需求的熱點和發展方向,才能為消費者提供良好的政策環境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產業結構調整與消費結構優化升級相協調,才能推動國民經濟平穩、健康發展。
二、影響消費水平的因素分析
(一) 模型建立與求解
居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數以及恩格爾系數。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數據。基于表1和表2的數據,分別建立城鎮、農村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。
(二)模型檢驗
1、經濟意義檢驗 根據回歸結果:城鎮:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數0.736與0.721分別表示在城鎮(農村)居民消費價格指數和城鎮(農村)居民恩格爾系數不變的條件下,城鎮居民人均可支配收入(農村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(農村)居民消費水平絕對數平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。
2.統計推斷檢驗
(1)擬合優度檢驗:
由上面分析數據知兩個模型的決定系數R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。
(2)方程顯著性檢驗—F檢驗
給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮居民家庭人均可支配收入(農村居民家庭人均純收入)、城鎮居民消費價格指數(農村居民消費價格指數)、城鎮居民恩格爾系數(農村居民恩格爾系數)聯合起來對被解釋變量有顯著影響。
(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025
城鎮: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
篇（9）
問題的提出[①]
消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費
圖1 河南省消費不足的邏輯推理
率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。
一、基于非基本生活消費模型分析
1、非基本生活消費的概念及界定
生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。
2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建
假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：
參數是邊際消費傾向，滿足：0
對模型的進行變形：
令V=；a=；b=
對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：
3、非基本生活消費的計量分析
模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。
通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：
2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2
2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286
2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506
2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.
2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39
2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75
2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13
2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59
2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385
1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7
1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07
1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539
1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783
1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.
1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89
1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729
1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42
匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：
表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元
類別
年份
CE
a*
b*（β*i）
BLCi(BLC)
NBLC
2008
8837.46
1475.782
0.562177
3370.727
5466.733
2007
7826.72
1268.192
0.593939
3123.156
4703.564
2006
6685.18
1603.482
0.511453
3282.145
3403.035
2005
6038.02
1209.152
0.541007
2634.358
3403.662
2004
5294.19
1197.215
0.522404
2506.753
2787.437
2003
4941.60
955.1838
0.562634
2183.946
2757.654
2002
4504.68
1417.536
0.480717
2729.795
1774.885
2001
4110.17
676.3441
0.651922
1943.082
2167.088
2000
3830.71
814.1469
0.633153
2219.309
1611.401
1999
3497.53
745.6160
0.607170
1898.063
1599.467
1998
3415.65
882.5848
0.605248
2235.796
1179.854
1997
3378.02
590.5870
0.681768
1855.838
1522.182
1996
3009.35
596.1219
0.635379
1634.908
1374.442
1995
2673.95
622.2854
0.615177
1617.069
1056.881
1994
2155.15
359.2111
0.684511
1138.585
1016.565
1993
1609.26
393.4778
0.608181
1004.234
605.0264
1992
1342.58
260.5322
0.674353
800.0448
542.5352
數據來源：1994-2009年河南省統計年鑒
二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析
1、量的圖示分析
河南省城鎮居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352
圖2城鎮居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較
元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發現，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。
2、增量投向與拉動分析
河南省城鎮居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。
表2 河南省城鎮居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%
年份項目
CE
BLC
NBLC
增量投向比
貢獻率
BLC/CE
NBLC/CE
CR1
CR2
1993
266.68
204.1892
62.4912
0.765671
0.23433
0.152087
0.046545606
1994
545.89
134.351
411.5386
0.246114
0.753886
0.083486
0.255731578
1995
518.8
478.484
40.316
0.92229
0.07771
0.222019
0.018706819
1996
335.4
17.839
317.561
0.053187
0.946813
0.006671
0.118761009
1997
368.67
220.93
147.74
0.599262
0.400738
0.073415
0.049093658
1998
37.63
379.958
-342.328
10.09721
-9.09721
0.112479
-0.10133984
1999
81.88
-337.733
419.613
-4.12473
5.124731
-0.09888
0.122850116
2000
333.18
321.246
11.934
0.964182
0.035818
0.091849
0.003412122
2001
279.46
-276.227
555.687
-0.98843
1.988431
-0.07211
0.145061098
2002
394.51
786.713
-392.203
1.994152
-0.99415
0.191406
-0.09542257
2003
436.92
-545.849
982.769
-1.24931
2.249311
-0.12117
0.218166218
2004
352.59
322.807
29.783
0.915531
0.084469
0.065324
0.006026995
2005
743.83
127.605
616.225
0.171551
0.828449
0.024103
0.116396465
2006
647.16
647.787
-0.627
1.000969
-0.00097
0.107285
-0.00010384
2007
1141.54
-158.989
1300.529
-0.13928
1.139276
-0.02378
0.194539115
2008
1010.74
247.571
763.169
0.24494
0.75506
0.031632
0.097508152
注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1
三、預期收入與非基本生活消費的模型分析
1、預期收入與非基本生活消費的模型構建
建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數學式表示就是：
Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：
NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）
將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)
將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）
令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）
模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）
對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。
2、預期收入與非基本生活消費的實證分析
1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：
表3 自適應預期模型回歸結果
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-405.7075
128.1870
-3.164967
0.0075
Y
0.607486
0.090002
6.749687
0.0000
NBLC(-1)
-0.538431
0.253073
-2.127573
0.0531
R-squared
0.978529
Mean dependent var
2276.867
Adjusted R-squared
0.975226
S.D. dependent var
1383.685
S.E. of regression
217.7894
Akaike info criterion
13.77229
Sum squared resid
616618.6
Schwarz criterion
13.91715
Log likelihood
-107.1784
F-statistic
296.2347
Durbin-Watson stat
1.973887
Prob(F-statistic)
0.000000
2）模型檢驗
德賓h檢驗：
通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887
= 0.059412
因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。
統計推斷檢驗：
由表3數據可得可決系數R2=0.978529修正的可決系數為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000
3）預期收入與非基本生活消費的方程
NBLC=-263.7151+0.39487Y*
從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。
四、政策建議
河南省城鎮居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經趨于穩定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩定城鎮居民預期收入是提高城鎮居民消費的著力點。
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篇（10）
中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A
1 消費支出增長加快
據江蘇省統計局網站2011年12月14日公布的數據顯示，江蘇農民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉村地區實現1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉村地區的消費需求呈增長趨勢。
2 收入水平對消費的影響
收入是消費的基礎。自20世紀90年代末期至2003年，農民收入始終低速增長。1997年至2002年，農民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農民收入大幅增加，農村居民消費才能同步增長。
3 收入分配差距對農民消費的影響
目前，農村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統計局2011年12月份公布的數據顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變為2010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變為2010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。
4 消費結構逐漸轉型
消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統計局的《2004年國民經濟和社會發展統計公報》表明，2004年全國農村居民人均純收入實際增長6.8%，但農村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農民進行現期消費的“后顧之憂”。
5 農村社會保障機制不健全
預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農村中“看病難”“養老難”仍是目前農民反映最強烈的問題。不久前，國務院發展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農村社會保障機制不健全，使得農民有錢也不敢大膽增加現期消費。
6 農村消費環境較差
主要表現在：
6.1 鄉村道路建設問題突出
尤其是山區農村，農民有特產運不出，工業品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。
6.2 我國當前電視廣播
通訊設施雖然發展很快，但在農村尤其是廣大偏僻山區仍然是盲區，限制了廣播電視及手機等產品的消費。
6.3 因缺乏對消費品質量的有效監督
大量劣質產品擁入農村市場，農民深受其害，消費積極性嚴重受挫。
7 消費水平總體偏低
從總趨勢上看，江蘇農村居民消費支出不斷增長，但農民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區生產總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經濟發展中，來自農民消費的貢獻非常小。
8 消費心理因素對農民消費的影響
現實生活中，農民的消費行為還受到傳統消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農民消費增長乏力。
9 財政與金融市場的支持力度對農民消費需求的影響
近幾年，國家財政、金融在支持農村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農民金融信貸觀念相對落后，在生產生活消費時，如自有資金不足，大多數選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農村或農民貸款。另外，宏觀經濟環境、就業機會等因素同樣會對農村消費產生作用，或將成為制約消費需求的阻力。
