居民消費(fèi)影響因素論文匯總十篇

時(shí)間：2023-03-10 14:45:30

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居民消費(fèi)影響因素論文

篇（1）

一、引言

國民生產(chǎn)總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，是指在一定時(shí)間內(nèi)一個(gè)國家（或地區(qū)）所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價(jià)值。它由什么所影響呢？國內(nèi)很多論文都對此做過相應(yīng)研究，對象為中國國民生產(chǎn)總值，也有的為部分省的國民生產(chǎn)總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進(jìn)行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產(chǎn)總值的影響因素，并進(jìn)行計(jì)量分析，得出結(jié)論。

二、預(yù)處理

（一）變量選擇

選擇湖南省生產(chǎn)總值Y作為被解釋變量。其影響因素很多，本文不能全面地給予說明分析，參考相似論文選取的變量，再根據(jù)模型本身的需要、數(shù)據(jù)獲取難易等，本文選擇了五個(gè)指標(biāo)作為模型的解釋變量：居民消費(fèi)水平X1、固定資產(chǎn)投資X2、進(jìn)出口總額X3、財(cái)政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費(fèi)水映了居民總體經(jīng)濟(jì)水平；固定資產(chǎn)投資的增長是GDP增長的主要保障；進(jìn)出口總額和前兩項(xiàng)一起構(gòu)成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車；財(cái)政支出在中國處于經(jīng)濟(jì)建設(shè)時(shí)期的背景下對GDP有快速促進(jìn)作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費(fèi)投資情況，因而也會(huì)對GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況。

（二）數(shù)據(jù)收集

最后是計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中的異方差檢驗(yàn)，通過Eviews進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得出P值均遠(yuǎn)大于5%（取95%為置信區(qū)間），可見基本不存在異方差性，不需進(jìn)行異方差修正。

四、結(jié)論

最終確立湖南省生產(chǎn)總值影響因素模型如下：

Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5

可以看出，根據(jù)近30年的數(shù)據(jù)，對于湖南省GDP，固定資產(chǎn)基本不產(chǎn)生作用，這也與湖南的低房價(jià)和房產(chǎn)過剩情況相符；進(jìn)出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進(jìn)出口貿(mào)易城市；起較大影響作用的是居民消費(fèi)水平和政府的財(cái)政支出，且財(cái)政支出的效果更為突出。具體量化可以估計(jì)，當(dāng)居民消費(fèi)增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進(jìn)出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財(cái)政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比較特別的是稅收，影響同樣極大，但對湖南省GDP起負(fù)向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因?yàn)檎坏┨岣叨愂眨用駥⒖赡芙档拖M(fèi)和投資，這將導(dǎo)致GDP的降低。

這也可給提高湖南省生產(chǎn)總值以一定啟示：要重視居民消費(fèi)、財(cái)政支出的作用，調(diào)整房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)，同時(shí)控制向居民的征稅額度。

參考文獻(xiàn)

[1]中國國家統(tǒng)計(jì)局.http：///.

[2]伍德里奇[美].計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論.第4版[M].高等教育.2014.

[3]單良.胡勇.基于軟件EVIEWS，EXCEL，SPSS的回歸分析比較[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2006（4）：150-153.

篇（2）

中圖分類號(hào)：F126.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2016）14-0079-03

一、引言與文獻(xiàn)綜述

城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Γ滦统擎?zhèn)化對我國的發(fā)展方式提出了更為嚴(yán)格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質(zhì)量存在密切關(guān)系，否則推薦城鎮(zhèn)化進(jìn)程就失去意義。長期以來，很多學(xué)者研究了居民消費(fèi)水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運(yùn)用協(xié)整理論，對改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有長期、穩(wěn)定的促進(jìn)作用[1]。付波航等基于中國29個(gè)省份1989―2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費(fèi)環(huán)境或制度變量與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費(fèi)率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999―2006年30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費(fèi)習(xí)慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動(dòng)及利率等因素對消費(fèi)的影響，實(shí)證結(jié)果表明，消費(fèi)習(xí)慣、收入是影響消費(fèi)的主要因素，而收入波動(dòng)及利率對居民消費(fèi)的影響不顯著[4]。以我國1978―2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費(fèi)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系的向量自回歸（VAR）模型，在模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)增長的動(dòng)態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費(fèi)增長有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費(fèi)增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的累積效應(yīng)，并且正向拉動(dòng)效應(yīng)的持續(xù)時(shí)問更長也更穩(wěn)定[5]。儲(chǔ)德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費(fèi)需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動(dòng)力流動(dòng)視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)制，使用1996―2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法，重點(diǎn)檢驗(yàn)了勞動(dòng)力流動(dòng)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對居民消費(fèi)的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應(yīng)大于外部成本效應(yīng)，城鎮(zhèn)化促進(jìn)了居民消費(fèi)增長[7]。祁毓等在理論機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002―2008年和1997―2008年全國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響[8]。

二、相關(guān)變量敘述

（一）居民消費(fèi)水平

居民消費(fèi)水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費(fèi)過程中，對滿足發(fā)展、享受和生存需要達(dá)到的程度，可以用勞務(wù)和物質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量反映出來也可以通過消費(fèi)過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區(qū)居民消費(fèi)的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)水平。

（二）城鎮(zhèn)化程度

城鎮(zhèn)化程度在不同學(xué)科中的定義不同，比如，人口學(xué)是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀乩韺W(xué)上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學(xué)者的研究方法，用一個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個(gè)地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎驹摰貐^(qū)的城鎮(zhèn)化程度。

（三）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是指一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模、速度和所達(dá)到的水準(zhǔn)。反映一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)有國民生產(chǎn)總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)增長速度。本文采用一個(gè)地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（四）變量數(shù)據(jù)來源

本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡化計(jì)算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和權(quán)威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進(jìn)行分析，必須對其差分項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費(fèi)水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法主要有ADF-Fisher 卡方檢驗(yàn)、PP-Fisher 卡方檢驗(yàn)、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 檢驗(yàn)[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher 卡方檢驗(yàn)與Im， Pesaran and Shin W-stat作為檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。本文采取Kao檢驗(yàn)，結(jié)果如表2。

如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）模型估計(jì)

本文依據(jù)一般構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構(gòu)建模型如下：

通過Eviews7.0軟件對構(gòu)建模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果如表3。

由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關(guān)的關(guān)系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產(chǎn)總值都對提升人民的消費(fèi)水平、對于提高人民的生活水平有著促進(jìn)作用。

結(jié)論

通過以上的研究可以看出，雖然我國經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，城鎮(zhèn)化程度也達(dá)到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費(fèi)水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關(guān)，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 徐鳳，金克琴.中國居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2009，24（2）：109-113.

[2] 付波航，方齊云，宋德勇.城鎮(zhèn)化、人日年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)――基于省際動(dòng)態(tài)面板的實(shí)證研究[J].中國人口?資源與環(huán)境，2013，23（11）：108-114.

[3] 劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費(fèi)需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.

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篇（3）

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略取得了巨大成功，但內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農(nóng)村居民消費(fèi)率明顯偏低，已成為中國經(jīng)濟(jì)長期健康運(yùn)行的隱憂。伴隨著世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入后危機(jī)時(shí)代，以及中國改革向縱深推進(jìn)，問題變得更為復(fù)雜。因此，深入研究農(nóng)村居民生活消費(fèi)的主要影響因素及其作用機(jī)制，是一個(gè)具有重要現(xiàn)實(shí)意義和豐富政策蘊(yùn)含的命題。

擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力在農(nóng)村。本文對傳統(tǒng)的居民消費(fèi)模型進(jìn)行修正，研究了影響我國農(nóng)村居民消費(fèi)的因素，把國家財(cái)政對農(nóng)業(yè)的支出、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等變量引入模型。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民的人均純收入、財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出水平對居民消費(fèi)具有顯著影響。在此基礎(chǔ)上，本文探討了擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求的財(cái)稅對策。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）外文文獻(xiàn)綜述

關(guān)于居民消費(fèi)需求的研究文獻(xiàn)較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個(gè)正式把理性預(yù)期假說和LCH／PIH結(jié)合起來，得出了不確定性下消費(fèi)者效用最大化的隨機(jī)游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費(fèi)的“過度平滑性”，用以說明隨機(jī)游走假說與實(shí)證結(jié)果之間的矛盾。隨后發(fā)展起來的預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說和流動(dòng)性約束假說，采用了更符合現(xiàn)實(shí)的不確定性假定來研究消費(fèi)最優(yōu)化行為。

在研究財(cái)政支出對消費(fèi)的影響方面，F(xiàn)atas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對政府財(cái)政支出與居民消費(fèi)關(guān)系做了考察，結(jié)果表明財(cái)政擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出和居民消費(fèi)的顯著增加。

在研究預(yù)防性儲(chǔ)蓄對消費(fèi)的影響方面，哈波德認(rèn)為社會(huì)保險(xiǎn)可降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄，首先，因?yàn)樵诰用衩媾R大額醫(yī)療支出或收入下降的情況下，在困難時(shí)期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會(huì)保障對居民儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。他運(yùn)用擴(kuò)展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費(fèi)養(yǎng)老社會(huì)保障之間的關(guān)系。

（二）中文文獻(xiàn)綜述

我國對于消費(fèi)需求的研究起步較晚，對于影響居民消費(fèi)因素的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：一是關(guān)于居民收入對其消費(fèi)的影響。在諸多研究當(dāng)中，眾多學(xué)者都認(rèn)為收入水平一直是影響居民消費(fèi)的主要因素，二者之間存在長期穩(wěn)定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農(nóng)村居民消費(fèi)不足的原因，認(rèn)為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素可歸結(jié)為三類：較低的農(nóng)村居民純收入水平；勤儉節(jié)約的消費(fèi)觀念；宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其中收入水平對農(nóng)村居民消費(fèi)取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習(xí)慣等非正規(guī)制度的角度分析研究了中國等國家和地區(qū)居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的特點(diǎn)，并沿用和擴(kuò)展代際交疊模型，用最優(yōu)化條件分析了我國居民在儲(chǔ)蓄和消費(fèi)行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會(huì)保障支出對居民消費(fèi)影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會(huì)生活越來越不確定的情況下經(jīng)濟(jì)學(xué)論文，要想擴(kuò)大消費(fèi)首先要讓消費(fèi)者對未來的預(yù)期越來越好。劉鈞（2000）認(rèn)為社會(huì)保障問題制約著消費(fèi)啟動(dòng)的作用力度，完善的社會(huì)保障運(yùn)行機(jī)制可以提高居民的邊際消費(fèi)傾向，可以替代居民用于養(yǎng)老和防止意外事故而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會(huì)保障制度對城鄉(xiāng)居民收入分配、消費(fèi)觀念等消費(fèi)行為的影響，認(rèn)為社會(huì)保障制度與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為存在非常密切的關(guān)系，社會(huì)保障制度的健全與完善有利于擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

三是財(cái)政支農(nóng)對居民消費(fèi)影響的研究綜述

國內(nèi)學(xué)術(shù)界對財(cái)政支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響也進(jìn)行了一些研究。許允彬、趙衛(wèi)亞（2007）使用半?yún)?shù)模型考察了農(nóng)村產(chǎn)出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村產(chǎn)出與農(nóng)村居民消費(fèi)等農(nóng)村經(jīng)濟(jì)變量之間是密切相關(guān)、相互影響的，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的政策效應(yīng)也會(huì)隨時(shí)間動(dòng)態(tài)地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協(xié)整和誤差修正模型對山東省財(cái)政支農(nóng)支和農(nóng)村消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)山東省的財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村消費(fèi)之間存在Granger因果關(guān)系、長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、同向變動(dòng)關(guān)系和相互促進(jìn)作用。

四是預(yù)防性儲(chǔ)蓄方面。不少學(xué)者認(rèn)為未來的不確定性越大，預(yù)期未來的消費(fèi)增長就越大，預(yù)防性儲(chǔ)蓄就越多。劉麗敏（2004）認(rèn)為思考中國農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄行為及影響因素必須要結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)體制變遷。還有不少學(xué)者研究了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的流動(dòng)性約束問題，認(rèn)為流動(dòng)性約束太強(qiáng)和消費(fèi)者短視行為是造成我國目前消費(fèi)疲軟的根本原因。

還有眾多學(xué)者分析研究了就業(yè)、人口年齡結(jié)構(gòu)等因素對居民消費(fèi)的影響。如施祖輝（1997）通過對就業(yè)率與居民消費(fèi)增長之間關(guān)系的實(shí)證分析，研究了就業(yè)對消費(fèi)的影響。[1]

三、山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)也呈現(xiàn)出大幅增長的趨勢，從1978年的農(nóng)村人均消費(fèi)僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現(xiàn)一個(gè)人均消費(fèi)快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進(jìn)入了另一個(gè)快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農(nóng)民人均消費(fèi)線條圖

以上只是對歷年數(shù)據(jù)中山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)的規(guī)模大致分析情況，關(guān)于山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)背后增長的原因還有待于進(jìn)一步分析。以下將引入一些列影響農(nóng)村居民人均消費(fèi)的變量對其進(jìn)行定量實(shí)證分析論文格式。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

本文所使用的數(shù)據(jù)為1978—2008年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于山東省統(tǒng)計(jì)年鑒（2008）及山東統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，根據(jù)相關(guān)理論及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取山東省農(nóng)村人均消費(fèi)支出（ct）為被解釋變量，農(nóng)民人均純收入（yt）、財(cái)政支農(nóng)支出（gt）、農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（pt）作為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的解釋變量。

其中，財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出主要包括：支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等等。農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)采用的是以1977年為基期，1977年的農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為100。

同時(shí)為了消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進(jìn)行對數(shù)變換，變換后不影響原序列的相關(guān)性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數(shù)后的農(nóng)村人均消費(fèi)水平、農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農(nóng)村人均消費(fèi)水平及其線條圖可知，數(shù)據(jù)在1995年、2006年有兩個(gè)顯著的突變點(diǎn)，可以建立關(guān)于人均消費(fèi)水平與時(shí)間變量的多線段回歸模型進(jìn)行研究，以下將對其進(jìn)行分析。

建立模型：

其中，T為時(shí)間變動(dòng)量，當(dāng)時(shí)間為1978年時(shí)，T=1；當(dāng)時(shí)間為2008年時(shí)，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運(yùn)用Eviews 6.0對上述模型進(jìn)行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結(jié)果可以得出如下分析：t檢驗(yàn)值(除常數(shù)項(xiàng)外)、F檢驗(yàn)值、呈現(xiàn)出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關(guān)問題。可見，可以從1995年、2006年進(jìn)行分段。

按1995、2006年進(jìn)行分段，可得到以下分段回歸線性函數(shù)：

五、實(shí)證回歸分析

（一）ADF檢驗(yàn)

在運(yùn)用經(jīng)濟(jì)變量建立模型時(shí)，通常要求時(shí)間序列是平穩(wěn)的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結(jié)果可能是毫無意義的偽回歸，而經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列常常是非平穩(wěn)的。

運(yùn)用Eviews6.0對時(shí)間序列l(wèi)nct和lnyt、lngt、lnpt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時(shí)間序列含有一個(gè)單位根，即變量時(shí)間序列是不平穩(wěn)的；否則，若ADF值小于臨界值，則認(rèn)為變量的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表1

表1 ADF檢驗(yàn)值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

變量

檢驗(yàn)類型

ADF檢驗(yàn)值

5%臨界值

結(jié)論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩(wěn)

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩(wěn)

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩(wěn)

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlnpt

(C,0,2)

篇（4）

關(guān)鍵詞：

消費(fèi)需求；收入分配狀況與制度；財(cái)政金融政策；供給側(cè)改革；主成分回歸分析法

一、引言

自改革開放以來，我國GDP年均增長率達(dá)9.5%，2015年GDP預(yù)計(jì)達(dá)到68.2萬億元。早在2010年我國GDP總值已超過日本，成為世界上僅次于美國的第二大經(jīng)濟(jì)體①。然而我國GDP的增長過度依賴于投資和出口，消費(fèi)占GDP的比率（最終消費(fèi)率）遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，出現(xiàn)投資、消費(fèi)與出口不協(xié)調(diào)的局面。而在消費(fèi)的變化上，我國政府消費(fèi)率一直處于平穩(wěn)狀態(tài)，居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率的變化趨同（如右圖），可見最終消費(fèi)率的變化主要來自于居民消費(fèi)率的改變。要通過擴(kuò)大內(nèi)需，提高居民消費(fèi)，使其成為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點(diǎn)，就必須建立居民消費(fèi)需求長效機(jī)制，發(fā)揮國家政策助力，以國家發(fā)展戰(zhàn)略的高度長期推進(jìn)。構(gòu)建擴(kuò)大居民消費(fèi)需求長效機(jī)制的財(cái)政對策和金融對策，好比人的“左右手”，必須雙管齊下。本文以西部十二省中相對落后的貴州省為例，根據(jù)貴州省實(shí)際，因地制宜分析該省居民消費(fèi)的現(xiàn)狀及其影響因素，探求有效的財(cái)政金融對策。

二、居民消費(fèi)需求影響因素的定性分析

構(gòu)建居民消費(fèi)需求長效機(jī)制的財(cái)政金融對策，需要重點(diǎn)研究影響居民消費(fèi)需求的因素及其影響程度。在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)和前人研究的基礎(chǔ)上，本文將影響居民消費(fèi)需求的因素歸結(jié)為四大類：消費(fèi)意愿、消費(fèi)能力、消費(fèi)供給、消費(fèi)環(huán)境。一是消費(fèi)意愿。簡單的說，居民消費(fèi)意愿就是民眾花錢購買商品的欲望，居民的消費(fèi)意愿是影響消費(fèi)需求的主觀因素，更多的是心理因素與偏好，難于量化。

在傳統(tǒng)的西方經(jīng)濟(jì)理論中，學(xué)者們普遍認(rèn)為社會(huì)保障體系對宏觀經(jīng)濟(jì)具有“自動(dòng)穩(wěn)定器”功能，社會(huì)保障體系建設(shè)事關(guān)居民的消費(fèi)水平，很大程度上會(huì)影響居民的消費(fèi)意愿。社會(huì)保障覆蓋率越高，居民的消費(fèi)意愿就越強(qiáng)烈。一方面，本文選擇社會(huì)保障覆蓋率②間接作為居民的消費(fèi)意愿來反映不確定性因素對居民消費(fèi)需求的影響；另一方面，流動(dòng)性約束是限制居民消費(fèi)意愿的重要原因，銀行金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)以居民的合理預(yù)期和未來收入為基礎(chǔ)為其提供消費(fèi)信貸，倡導(dǎo)超前消費(fèi)，以增加居民現(xiàn)有購買力，緩解流動(dòng)性約束對消費(fèi)的影響，解決消費(fèi)需求乏力的矛盾，進(jìn)一步提高居民消費(fèi)意愿。因此，本文選擇個(gè)人消費(fèi)貸款數(shù)額表示流動(dòng)性約束對居民消費(fèi)需求的影響。

二是消費(fèi)能力。穩(wěn)定的收入是居民消費(fèi)能力最直接體現(xiàn)，是影響居民消費(fèi)的重要因素。而收入主要用于消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，凱恩斯的絕對收入理論認(rèn)為，收入的增長速度總是快于消費(fèi)的增長速度，這就往往造成居民消費(fèi)需求的相對不足，消費(fèi)滯后，故從根本上說，居民收入水平對消費(fèi)水平具有決定性的影響。本文把收入分為居民收入水平和居民收入分配狀況。其中，居民收入又可分為城鎮(zhèn)人均可支配收入及農(nóng)村人均純收入。考慮到城鄉(xiāng)人口數(shù)統(tǒng)計(jì)存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來表示。凱恩斯指出，不同收入階層居民，其平均消費(fèi)傾向(APC)也存在很大差異，高收入者具有較低的APC，而低收入者具有較高的APC，分配的均衡有助于平均消費(fèi)傾向的提高。由于基尼系數(shù)統(tǒng)計(jì)存在遺漏，本文的收入分配狀況用城鄉(xiāng)居民可支配收入比來表示，即城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值，比值越大，表明收入差距越大。

三是消費(fèi)供給。消費(fèi)與供給兩者密切聯(lián)系，供給創(chuàng)造需求，需求反之影響供給。一般情況下，供給越多，居民的消費(fèi)需求就越大。此處所指的供給主要從政府供給的層面來講。指出“：在適度擴(kuò)大總需求的同時(shí)，著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，著力提高供給體系質(zhì)量和效率。③”當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)陷入產(chǎn)能供給過剩與新興消費(fèi)需求乏力的結(jié)構(gòu)性困境，然而，通過政府投資和釋放流動(dòng)性手段的需求管理政策已經(jīng)不能再次刺激經(jīng)濟(jì)增長，但由于政府公共服務(wù)供給不足也會(huì)擠占居民消費(fèi)，限制我國消費(fèi)需求的快速增長，因此，應(yīng)該從供給側(cè)改革層面上去化解結(jié)構(gòu)性矛盾，尋求新的消費(fèi)需求。本文借鑒已有文獻(xiàn)方法用一般公共服務(wù)財(cái)政支出來表示政府公共支出水平。鑒于前面提到的流動(dòng)性約束的影響，本文將金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量也作為消費(fèi)供給的指標(biāo)，金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量越多，居民進(jìn)行消費(fèi)信貸的選擇越多，貸款的可能性也會(huì)增大，進(jìn)而提高居民的消費(fèi)需求。提供消費(fèi)信貸的金融機(jī)構(gòu)很多，但主要是銀行，且鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行類金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量來表示。

四是消費(fèi)環(huán)境。影響居民消費(fèi)需求的外在環(huán)境因素很多，包括政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和法律環(huán)境等，但很多環(huán)境因素難以量化，本文主要選擇經(jīng)濟(jì)環(huán)境中相對重要的消費(fèi)物價(jià)水平和利率水平環(huán)境衡量對消費(fèi)需求的影響。一般來說，物價(jià)的顯著上升或下降將會(huì)引起居民購買數(shù)量的顯著變動(dòng)，人們會(huì)根據(jù)物價(jià)變動(dòng)作出的預(yù)期來決定自己的消費(fèi)支出，居民所處的消費(fèi)價(jià)格環(huán)境是影響居民消費(fèi)需求的重要因素，本文選擇居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來表示物價(jià)水平。利率對消費(fèi)的影響具有不確定性，主要取決于利率變動(dòng)對儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，即由收入的時(shí)間成本和當(dāng)前消費(fèi)的效用權(quán)衡決定，如果收入效應(yīng)占主導(dǎo)，那么利率對消費(fèi)的影響為正，反之為負(fù)，總之，利率水平是影響消費(fèi)的重要因素，本文用一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率來表示。

三、貴州省居民消費(fèi)需求影響因素的實(shí)證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說明本文建立模型所選用的因變量是居民的人均消費(fèi)水平Y(jié)，根據(jù)前面對影響因素的定性分析，選擇的相應(yīng)自變量是：社會(huì)保障覆蓋率（X1）、個(gè)人消費(fèi)貸款（X2）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）、城鄉(xiāng)居民收入差距（X4）、地方財(cái)政一般公共服務(wù)支出（X5）、全省銀行類金融機(jī)構(gòu)數(shù)量（X6）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X7）、一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率（X8）。本文以貴州省2004~2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，個(gè)人消費(fèi)貸款和全省銀行類金融機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告——貴州省金融運(yùn)行報(bào)告》；一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站原始數(shù)據(jù)計(jì)算得出，計(jì)算方法為加權(quán)平均法，以利率持續(xù)天數(shù)占整年天數(shù)之比為權(quán)重；其余數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

（二）實(shí)證分析與結(jié)果解釋首先，對貴州省的居民人均消費(fèi)水平（Y）與所有的因變量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相關(guān)分析，得到變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣（見表1）。可見貴州省人均消費(fèi)支出除了跟自變量居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X7）和一年期存款基準(zhǔn)利率（X8）的相關(guān)性不是很強(qiáng)外，跟其他自變量之間的相關(guān)性都很強(qiáng)。從表2可以看出，8個(gè)自變量的容許度都接近于0，而容許度越小，表明共線性越嚴(yán)重，一般T<0.1時(shí)，說明共線性非常嚴(yán)重；方差膨脹因子（VIF=1/T）越大，說明共線性越嚴(yán)重。綜上可知，本文的自變量之間存在著嚴(yán)重的多重共線性，因此，本文采用主成分回歸分析方法重新建立回歸模型進(jìn)行分析。對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并得到了相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值（見表3）和未作旋轉(zhuǎn)的載荷矩陣（見表4）。從表3可知，第一主成分解釋了總變異的69.738%，第二主成分解釋了總變異的20.272%。前兩個(gè)特征值的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到90.01%（>85%），因此，本文選擇前兩個(gè)主成分進(jìn)行分析，其成分矩陣見表4。上面所有影響因素中，貴州省個(gè)人消費(fèi)貸款額（X2）對人均消費(fèi)水平（Y）影響程度最大，個(gè)人消費(fèi)貸款每提高1%，貴州省人均消費(fèi)支出水平增長0.183%，說明貴州省居民的消費(fèi)水平很大程度上受流動(dòng)性約束的影響，要提高貴州省居民的消費(fèi)水平，必須發(fā)展其個(gè)人消費(fèi)信貸，解決流動(dòng)性約束問題。其次，人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）和地方財(cái)政一般公共服務(wù)支出（X5）每提高1%，分別會(huì)導(dǎo)致貴州省人均消費(fèi)支出水平增長0.18%和0.177%，二者對于人均消費(fèi)支出提高的效果是非常強(qiáng)的，說明貴州省人均消費(fèi)支出高度依賴于人均收入和地方政府財(cái)政對居民消費(fèi)的支持。再次，貴州省城鄉(xiāng)居民收入比（X4）每提高1%，會(huì)導(dǎo)致貴州省人均消費(fèi)支出水平下降0.164%，說明收入分配的不均會(huì)很大程度上抑制居民消費(fèi)需求的發(fā)展。而社會(huì)保障覆蓋率（X1）和全省銀行類金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量（X6）對貴州省居民消費(fèi)支出的正向促進(jìn)作用相對弱些，但絕對比例仍然達(dá)到0.161%和0.15%。最后，我們可以看出，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X7）和一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率（X8）對人均消費(fèi)支出的影響均為負(fù)，即物價(jià)水平的提高，會(huì)降低貴州省居民的消費(fèi)需求，同時(shí)，利率對人均消費(fèi)支出的影響為正，說明替代效應(yīng)占主導(dǎo)，但是兩者對人均消費(fèi)支出的影響均較小。

四、構(gòu)建擴(kuò)大居民消費(fèi)需求長效機(jī)制的財(cái)政金融對策

(一)創(chuàng)新金融產(chǎn)品，豐富小微金融服務(wù)，以消費(fèi)信貸刺激居民消費(fèi)需求增長從上面實(shí)證分析看出，個(gè)人消費(fèi)信貸對貴州省居民消費(fèi)支出的影響最大，貴州省各金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該調(diào)整信貸機(jī)構(gòu)，主動(dòng)積極地向消費(fèi)者提供信貸支持，允許、鼓勵(lì)和扶持更多的中小商業(yè)銀行、小貸公司等相關(guān)金融機(jī)構(gòu)開展向廣大居民、個(gè)體私營戶等提供個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)，提供人性化的消費(fèi)金融產(chǎn)品，大力加強(qiáng)消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)營銷，幫助居民了解和樹立新型消費(fèi)觀念，合理引導(dǎo)居民的消費(fèi)預(yù)期。同時(shí)，要在政策允許范圍和風(fēng)險(xiǎn)控制能力以內(nèi)開發(fā)多樣性金融產(chǎn)品，適合農(nóng)村多元化的金融服務(wù)需求以刺激居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級。此外，可適當(dāng)擴(kuò)展消費(fèi)信貸對象的外延，為生產(chǎn)大量消費(fèi)品的企業(yè)提供消費(fèi)信貸，這樣也會(huì)間接帶動(dòng)消費(fèi)的發(fā)展。

（二）建立收入穩(wěn)定增長的長效機(jī)制貴州省是全國貧困人口最多、貧困面最大、貧困程度最深的省份，人均收入全國靠后。實(shí)施脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)略，應(yīng)當(dāng)有政府和政策性金融機(jī)構(gòu)協(xié)力推進(jìn)，政府部門加大財(cái)政支出，政策性金融機(jī)構(gòu)實(shí)施扶貧開發(fā)，人民自立更生。通過增加就業(yè)崗位，鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，將扶貧工作漫灌式輸血變?yōu)榫珳?zhǔn)式造血，拓開居民收入來源，提高居民實(shí)際收入，特別是邊遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)民和城鎮(zhèn)低收入居民的收入，縮小居民收入差距，調(diào)節(jié)居民收入分配比例，提高社會(huì)平均消費(fèi)傾向，構(gòu)建城鄉(xiāng)居民收入穩(wěn)定增長的長效機(jī)制。

（三）推進(jìn)供給側(cè)改革，培育新興消費(fèi)增長點(diǎn)需求與供給相輔相成，需求是通過對產(chǎn)品的最終消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而供給側(cè)則是從生產(chǎn)端和供給端來“推動(dòng)”經(jīng)濟(jì)增長。貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，但是具有環(huán)境未曾遭受破壞、資源豐富等后發(fā)優(yōu)勢，因此貴州省有必要將資源要素供給從產(chǎn)能過剩的行業(yè)中釋放出來，完善政府供給機(jī)制，健全社會(huì)保障體系，講求供給效率，將資源的有效供給、資本的有效供給和好環(huán)境的有效供給向新興產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，優(yōu)先發(fā)展某一方面消費(fèi)如服務(wù)業(yè)消費(fèi)，然后通過乘數(shù)效應(yīng)帶動(dòng)其他方面消費(fèi)，進(jìn)而更加有效的帶動(dòng)整個(gè)消費(fèi)的發(fā)展，以培育貴州省新興的消費(fèi)增長點(diǎn)。

（四）推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化，營造良好消費(fèi)環(huán)境，促進(jìn)潛在消費(fèi)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)有效需求總理再三強(qiáng)調(diào)，要堅(jiān)持推進(jìn)以人為核心的“新型城鎮(zhèn)化”，這是我國未來發(fā)展的潛力所在。因此，貴州省必須抓住國家建設(shè)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的契機(jī)，引導(dǎo)社會(huì)資本投入城鎮(zhèn)公共設(shè)施建設(shè)，為廣大居民營造一個(gè)環(huán)境舒適，公正誠信的消費(fèi)環(huán)境，加速農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而使農(nóng)村潛在的消費(fèi)需求變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的有效需求。

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篇（5）

1前言

1.1研究背景

消費(fèi)是社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要環(huán)節(jié)，但是近來，外部需求下降，過去對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度達(dá)20%的出口部門面臨嚴(yán)峻的收縮局面，實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)模出現(xiàn)萎縮。從數(shù)據(jù)來看，中國已隨全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入下行周期，經(jīng)濟(jì)增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預(yù)期的9.7%，主要體現(xiàn)在出口與房地產(chǎn)兩架引擎同時(shí)放緩。

圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖

為了彌補(bǔ)出口下降對經(jīng)濟(jì)增長的影響以及增強(qiáng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力，宏觀政策將著力于擴(kuò)大內(nèi)需，而在擴(kuò)大國內(nèi)需求的構(gòu)成中，擴(kuò)大消費(fèi)尤其重要。若想增加消費(fèi)，保持國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、持久的增長，就必須對中國居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特征、演變規(guī)律和發(fā)展趨勢進(jìn)行研究。

1.2消費(fèi)結(jié)構(gòu)概念的界定

本文中的消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設(shè)備與用品、醫(yī)療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項(xiàng)開支在總消費(fèi)支出中的比例關(guān)系。

2消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素

2.1社會(huì)保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）

居民消費(fèi)預(yù)期支出的不確定性，不僅減少了即期消費(fèi)支出，而且會(huì)抑制消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級，致使消費(fèi)結(jié)構(gòu)中應(yīng)有的一些消費(fèi)需求熱點(diǎn)無法顯現(xiàn)。社會(huì)保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應(yīng)不同層次人群的消費(fèi)需求，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，啟動(dòng)多元消費(fèi)市場。本文以社會(huì)保障支出總額占GDP的比重作為社會(huì)保障水平的測算。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來。

2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）

居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與其消費(fèi)觀念和消費(fèi)習(xí)慣密切相關(guān)。在理論上，一個(gè)人受教育程度越高，其消費(fèi)觀念越科學(xué)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來。

2.3技術(shù)進(jìn)步（Researchanddepartment，RD）

本文用研究與開發(fā)的投入量占GDP的比重來表示中國對技術(shù)進(jìn)步的投入力度，作為影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的一個(gè)因素。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來。

2.4利率（Rate，R）

本文選用金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率作為影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素。數(shù)據(jù)來源：《中國金融年鑒》。

2.5人口結(jié)構(gòu)——撫養(yǎng)比率（DependencyRatio，DR）

一般來說，通過人口結(jié)構(gòu)可以反映出一個(gè)國家的大體的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)狀況。當(dāng)論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結(jié)構(gòu)是指一個(gè)人口集團(tuán)（或群體）在某一時(shí)點(diǎn)上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總?cè)丝谥兴急戎兀梢员砻魅丝诎l(fā)展類型和速度，反映勞動(dòng)年齡人口和被撫養(yǎng)人口的比例等。人口年齡結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化，將對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化產(chǎn)生影響。

本文將撫養(yǎng)比包括少年兒童與老年人口的總撫養(yǎng)比，即少年兒童和老年人口總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重作為重要的指標(biāo)選入模型。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來。

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

城市化率是指市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍Ｒ话愣裕鞘新试礁甙殡S的消費(fèi)結(jié)構(gòu)層次越高，本文將城市率作為衡量消費(fèi)結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要因素。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得來。

3中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)分析

表1中國居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成比單位：%

年份

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

食品

41.67

40.35

42.58

41.94

43.20

33.25

40.05

40.23

衣著

8.94

8.97

7.30

7.29

7.08

8.88

7.59

7.65

居住

10.46

10.18

12.68

12.26

11.43

17.25

12.67

14.95

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

5.90

5.96

5.47

5.44

5.38

5.97

5.48

5.17

醫(yī)療保健

7.24

7.85

7.49

7.96

8.22

7.71

11.40

9.09

交通通信

10.81

11.35

10.19

10.82

11.09

12.82

11.97

11.08

教育文化娛樂服務(wù)

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

雜項(xiàng)商品與服務(wù)

4.66

4.83

3.21

2.66

2.67

2.72

2.73

2.79

資源來源:由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》2001-2008計(jì)算所得

圖2中國居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成I圖3中國居民人均全年消費(fèi)性支出構(gòu)成II（比重）

由上述圖表可以看出，中國居民的消費(fèi)支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費(fèi)水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發(fā)銀行(ADB)在近期發(fā)表的一份調(diào)查報(bào)告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。

從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來說：

年人均食品消費(fèi)支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費(fèi)能力已得到極大提高，食品消費(fèi)比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數(shù)來衡量一個(gè)國家和地區(qū)人民生活水平的狀況。根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見，中國居民總體上實(shí)現(xiàn)了小康目標(biāo)，這主要是由城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平快速提升拉動(dòng)的，但是城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達(dá)到了國際衡量標(biāo)準(zhǔn)中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉(xiāng)差距在不斷擴(kuò)大。

居住消費(fèi)明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費(fèi)比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現(xiàn)有住房使用面積呈現(xiàn)增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價(jià)格差距較大，短期內(nèi)還不可能形成較強(qiáng)的購買力。消費(fèi)正處在從一般水平向高檔水平轉(zhuǎn)變的孕育階段。

衣著消費(fèi)支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費(fèi)比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預(yù)測，在未來的幾年內(nèi)，中國居民衣著消費(fèi)比重將呈平穩(wěn)下降趨勢。但由于衣著消費(fèi)的絕對量在增加，人們在衣著消費(fèi)中更加追趕時(shí)髦，更注意質(zhì)量和款式。這些均表明中國居民消費(fèi)水平在提高。

2007年人均家庭用品消費(fèi)支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費(fèi)結(jié)構(gòu)組成中最大的，這說明中國居民消費(fèi)能力已得到極大提高。但其消費(fèi)比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經(jīng)購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態(tài)。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，高科技耐用家電產(chǎn)品的生命周期越來越短，對耐用消費(fèi)品更新?lián)Q代的速度必將越來越快。

醫(yī)療保健、交通通訊消費(fèi)增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因?yàn)槿丝诮Y(jié)構(gòu)老齡化、人們的保健意識(shí)增強(qiáng)以及城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革使個(gè)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)適當(dāng)增強(qiáng)。后者說明為方便生活，節(jié)省時(shí)間的現(xiàn)代通訊工具和交通工具迅速進(jìn)入居民家庭。

娛樂文教消費(fèi)總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動(dòng)更加豐富多彩，用于娛樂消費(fèi)、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強(qiáng)度的加大和生活節(jié)奏的加快，城鎮(zhèn)居民越來越注重閑暇時(shí)的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費(fèi)熱點(diǎn)。并且由于獨(dú)生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養(yǎng)教育的投入。還有就是，隨著科技發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，人們對自身學(xué)歷的提高越來越重視。但從消費(fèi)比率來看，文教娛樂的消費(fèi)比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區(qū)農(nóng)村義務(wù)教育階段學(xué)生學(xué)雜費(fèi)，2007年擴(kuò)大到中部和東部地區(qū)的政策有關(guān)。

4中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析

本章節(jié)首先對影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變量，包括社會(huì)保障水平、受教育水平、技術(shù)進(jìn)步、利率、人口結(jié)構(gòu)、城市化水平，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；接著把這些變量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫(yī)療保健、衣著、交通通訊、雜項(xiàng)，放在一起進(jìn)行因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)分析。

4.1單位根檢驗(yàn)

表2消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素單位：%

年份

GHEP

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

注:SS是社會(huì)保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總?cè)丝跀?shù)的比重；RD是研究與開發(fā)的投入量占GDP的比重；R是金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重；UR是市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

利用EViews3.1對上述6個(gè)變量進(jìn)行單位根(ADF)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

表3:變量ADF檢驗(yàn)

變量名稱

ADF檢驗(yàn)值

P值

(C，T，N）

臨界值

10%

D(SS(-1)，2)

-2.965013

0.0251

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

D(GHEP(-1))

-1.926497

0.0954

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(RD(-1))

-2.127608

0.0709

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(R(-1))

-2.940666

0.0217

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(DR(-1))

-2.743578

0.0288

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(UR(-1)，2)

-8.660254

0.0001

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗(yàn)結(jié)果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩(wěn)的，而SS、UR是二階平穩(wěn)的，同時(shí)也說明這些變量本身是不平穩(wěn)的。因此，不能對這些變量直接進(jìn)行回歸，本文采取因果檢驗(yàn)與相關(guān)系數(shù)來進(jìn)行實(shí)證分析。

4.2因果檢驗(yàn)與相關(guān)系數(shù)分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設(shè)備與用品、醫(yī)療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項(xiàng)開支在總消費(fèi)支出中的比例作為中國消費(fèi)結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。

用Eviews3.1對其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表7。

表4:結(jié)構(gòu)變量ADF檢驗(yàn)

變量名稱

ADF檢驗(yàn)值

P值

(C，T，N）

臨界值

10%

D(Y1(-1))

-3.725314

0.0204

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y2(-1))

-3.116793

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y3(-1))

-4.947263

0.0078

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y4(-1)，2)

-3.598566

0.0368

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y5(-1))

-4.353490

0.0073

(0，0，0)

-3.1714

-2.0056

-1.6458

D(Y6(-1)，2)

-3.603050

0.0367

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y7(-1))

-3.118931

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y8(-1)，2)

-6.285693

0.0081

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

在10%的顯著性水平下，結(jié)構(gòu)變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩(wěn)的，Y4、Y6是二階平穩(wěn)的，同時(shí)說明這些結(jié)構(gòu)變量本身是不平穩(wěn)的。

4.2.1食品結(jié)構(gòu)變量影響因素

表5:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素Granger因果檢驗(yàn)

變量

零假設(shè)

滯后期

結(jié)論

SS不是Y1的格蘭杰原因

0.01579

0.98457

接受

Y1不是SS的格蘭杰原因

67.1668

0.08596

拒絕

GHEP不是Y1的格蘭杰原因

4.53328

0.1003

拒絕

GHEP

Y1不是GHEP的格蘭杰原因

0.03207

0.86658

接受

RD不是Y1的格蘭杰原因

0.54146

0.50265

接受

Y1不是RD的格蘭杰原因

0.42696

0.54914

接受

R不是Y1的格蘭杰原因

1.49549

0.28849

拒絕

Y1不是R的格蘭杰原因

0.17164

0.69991

接受

DR不是Y1的格蘭杰原因

0.06458

0.81192

接受

Y1不是DR的格蘭杰原因

0.01062

0.92288

接受

UR不是Y1的格蘭杰原因

0.92002

0.59339

接受

Y1不是UR的格蘭杰原因

0.04539

0.95748

接受

從因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是食品支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數(shù)是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是食品支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、R兩個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y1與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表6:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y1(總消費(fèi)中食品消費(fèi)占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數(shù))，且起到負(fù)的作用。這主要是由于高等教育人口指數(shù)越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費(fèi)觀念更加科學(xué)化，在保證基本的物質(zhì)消費(fèi)條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費(fèi)絕對量增長的同時(shí)其比重呈下降趨勢。

但由于中國人口眾多，平均消費(fèi)水平還比較低，尤其是廣大農(nóng)村地區(qū)，其消費(fèi)水平僅達(dá)到溫飽，正處于向小康社會(huì)奔進(jìn)的發(fā)展階段，食品支出在消費(fèi)總支出中依然處于主導(dǎo)地位，現(xiàn)階段食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)與教育水平等變量的相關(guān)性還不是很顯著。

4.2.2衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是衣著支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養(yǎng)比是食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進(jìn)行實(shí)證分析。Y2與其的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表7:衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

-0.7059

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y2(總消費(fèi)中衣著消費(fèi)占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比）且起到負(fù)的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費(fèi)大于當(dāng)期收入的人群，缺乏收入作為消費(fèi)的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費(fèi)壓力也越大，用于衣著這類可多消費(fèi)可少消費(fèi)的物品來說其在總消費(fèi)支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強(qiáng)烈。

4.2.3居住結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數(shù)是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)進(jìn)步率即研究與開發(fā)投入占GDP總值的比重是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術(shù)進(jìn)步率是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、RD、UR三個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y3與這三個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表8:居住結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y3(總消費(fèi)中居住消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數(shù)越大，技術(shù)進(jìn)步率越高，人們的生產(chǎn)力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費(fèi)需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農(nóng)村居民進(jìn)入城市謀求發(fā)展，對住房的需求也十分強(qiáng)烈。

4.2.4家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:社會(huì)保障支出總額占GDP的比重是家庭設(shè)備與用品支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會(huì)保障水平指數(shù)是家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；研究與開發(fā)投入占GDP的比重是家庭設(shè)備與用品支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術(shù)進(jìn)步率是家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇SS、RD兩個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y4與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表9:家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y4(總消費(fèi)中家庭設(shè)備與用品消費(fèi)占的比重)有影響的主要有SS(社會(huì)保障水平指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)，且都起到負(fù)的作用。這可能是因?yàn)椋鐣?huì)保障水平越高，國家對居民的相關(guān)補(bǔ)助越多，像家電下鄉(xiāng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民購買家庭設(shè)備與用品可以減免13%的費(fèi)用，由當(dāng)?shù)卣块T給予補(bǔ)償?shù)取Ａ硗猓夹g(shù)越進(jìn)步，家庭設(shè)備與用品越先進(jìn)，其耐用性越高，當(dāng)人們已經(jīng)購買了所需家庭設(shè)備用品后自然不會(huì)再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗(yàn)出的相關(guān)性不是十分顯著。

4.2.5醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:受到普通高等教育的人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重是醫(yī)療保健支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數(shù)是醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是醫(yī)療保健支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、UR兩個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y5與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表10:醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y5(總消費(fèi)中醫(yī)療保健消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因?yàn)槠胀ǜ叩冉逃丝谥笖?shù)越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養(yǎng)，另外，城市化進(jìn)程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫(yī)療保健水平，但其消費(fèi)價(jià)格也較高。

4.2.6交通與通訊結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是交通與通訊支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數(shù)是交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、R兩個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y6與這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表11:交通與通訊結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y6(總消費(fèi)中交通與通訊消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、R(金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負(fù)的作用。高等教育人口指數(shù)越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強(qiáng)烈。另外，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率越低，人們用于儲(chǔ)蓄的資金越少，消費(fèi)越旺盛，汽車、手機(jī)、電腦等交通與通訊設(shè)備已成為消費(fèi)的熱點(diǎn)，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。

但由于交通與通訊設(shè)備的使用期較長，已經(jīng)購買了的消費(fèi)者除非特別的愛好與追求不會(huì)再輕易購買同類產(chǎn)品，因此受各因素的影響有限，相關(guān)性不是十分顯著。

4.2.7文教娛樂結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:普通高等教育人口指數(shù)是文教娛樂支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數(shù)是文教娛樂消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)進(jìn)步率是文教娛樂支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術(shù)進(jìn)步率是文教娛樂消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率是文教娛樂消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費(fèi)總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)選擇GHEP、RD、R、UR四個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y7與這四個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表12:文教娛樂結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y7(總消費(fèi)中文教娛樂消費(fèi)占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數(shù))、RD(技術(shù)進(jìn)步率)，且起到負(fù)的作用。這可能是與近幾年國家實(shí)行的教學(xué)娛樂改革有關(guān)，國家越來越重視教育娛樂事業(yè)的發(fā)展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個(gè)人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步率對文教娛樂結(jié)構(gòu)變量起負(fù)的作用。

雖然，現(xiàn)在的家庭更加重視文化培養(yǎng)和生活?yuàn)蕵罚瑢逃|(zhì)量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數(shù)的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費(fèi)在總消費(fèi)中的比重變化不大，且其也具有一定的消費(fèi)剛性，受到各因素的影響有限，相關(guān)性并不十分顯著。

4.2.8雜項(xiàng)開支結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明:少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是雜項(xiàng)支出占總消費(fèi)支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比是雜項(xiàng)開支消費(fèi)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個(gè)因素來進(jìn)行實(shí)證分析。Y8與這個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表13:雜項(xiàng)開支結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

-0.9049

從上面的因果檢驗(yàn)和相關(guān)系數(shù)的計(jì)算，結(jié)果表明對Y8(總消費(fèi)中雜項(xiàng)開支消費(fèi)占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比)，且起到負(fù)的作用。這可能是因?yàn)樯倌陜和c老年人口的撫養(yǎng)比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項(xiàng)上面的開支自然受到約束，其在消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重自然越小。

4.3小結(jié)

社會(huì)保障指數(shù)、普通高等教育人口指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步率、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗(yàn)以及與消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量的因果檢驗(yàn)及相關(guān)系數(shù)的分析，結(jié)果顯示(下面“+”表示影響因素對結(jié)構(gòu)變量正的影響，“-”表示影響因素對結(jié)構(gòu)變量負(fù)的影響)：

（1）影響食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(-)；

（2）影響衣著消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

（3）影響居住消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、技術(shù)進(jìn)步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(+)、城市化率(+)；

（4）影響家庭設(shè)備與用品消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是社會(huì)保障水平指數(shù)(-)、技術(shù)進(jìn)步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

（5）影響醫(yī)療保健消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、城市化率(+)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(-)；

（6）影響交通與通訊消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(-)；

（7）影響文教娛樂消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(-)、技術(shù)進(jìn)步率(-)、金融機(jī)構(gòu)一年期定期存款利率(+)；

（8）影響雜項(xiàng)開支消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素主要是少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

5結(jié)論及政策建議

本文通過對消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量及影響因素變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、因果關(guān)系及相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)分析，得出影響中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)各自的主要因素，針對上面分析的結(jié)果，給出以下建議：

1、對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整要兼顧不同因素的綜合影響

2、推進(jìn)教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度

3、進(jìn)一步實(shí)施計(jì)劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養(yǎng)比的進(jìn)一步擴(kuò)大

4、加大科技投入，完善社會(huì)保障制度，提高人們的生活品質(zhì)

5、降低利率，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級

6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次

參考文獻(xiàn)1 王芳.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的典型相關(guān)分析.經(jīng)濟(jì)縱橫，2007(2):106-107

2 張黎鷗.我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素分析及預(yù)測研究.現(xiàn)代商業(yè)，2007(24):230-231

3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究.統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2004(3):72-76

篇（6）

中圖分類號(hào)：F126.1　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1003 4161(2011)04-0106-03

一、研究背景和文獻(xiàn)綜述

十一五初期，我國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了較大的通貨膨脹壓力，在實(shí)施了七年的積極財(cái)政政策之后，轉(zhuǎn)入穩(wěn)健的財(cái)政政策階段。但2008年下半年，全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)波及我國，使經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)下滑，為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，中央政府相機(jī)抉擇，實(shí)施積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)之后，各主要經(jīng)濟(jì)體為擺脫經(jīng)濟(jì)危機(jī)，紛紛采取注入流動(dòng)性的辦法來恢復(fù)經(jīng)濟(jì)以及緩解債務(wù)危機(jī)。因此我國整個(gè)十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務(wù)。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴(yán)峻，美國堅(jiān)持量化寬松政策、歐洲經(jīng)濟(jì)恢復(fù)形勢不夠明朗、中東地區(qū)局勢不穩(wěn)，這些帶來的國際流動(dòng)性過剩、大宗商品價(jià)格上漲，都將推動(dòng)物價(jià)總水平進(jìn)一步上漲。因此預(yù)防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰(zhàn)，而預(yù)期作用于居民的消費(fèi)行為，進(jìn)而成為物價(jià)總水平的影響因素之一。所以研究預(yù)期對居民消費(fèi)的影響具有較大的現(xiàn)實(shí)政策意義。

一般經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，通貨膨脹預(yù)期會(huì)影響人們的消費(fèi)，它使人們在一段時(shí)期內(nèi)對其支出行為作出調(diào)整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的權(quán)衡取舍關(guān)系。認(rèn)為通貨膨脹預(yù)期的增加會(huì)使人們的近期消費(fèi)增加，這是由于通脹預(yù)期一般會(huì)降低人們的真實(shí)利率預(yù)期，所以人們在儲(chǔ)蓄與消費(fèi)之間就會(huì)選擇消費(fèi)。同時(shí)DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結(jié)論，對于價(jià)格上漲的預(yù)期可以通過真實(shí)利率和對財(cái)富的再分配影響居民的消費(fèi)行為。而另一份基于密歇根大學(xué)調(diào)查研究中心報(bào)告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為較高且不確定的通脹預(yù)期會(huì)增加人們對未來的不確定性，從而導(dǎo)致人們降低他們的真實(shí)收入預(yù)期，所以使其當(dāng)期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運(yùn)用人戶調(diào)查數(shù)據(jù)，針對通脹預(yù)期對消費(fèi)者支出進(jìn)行了研究。結(jié)果顯示通脹預(yù)期確實(shí)會(huì)影響人們消費(fèi)的跨期分配，進(jìn)一步地，較高的通脹預(yù)期，會(huì)導(dǎo)致非耐用品和勞務(wù)消費(fèi)支出的增加以及耐用品消費(fèi)支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點(diǎn)，即較高的通脹預(yù)期會(huì)導(dǎo)致較高的個(gè)人儲(chǔ)蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預(yù)期與居民消費(fèi)行為的論文并不多，與此相關(guān)的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型分析，認(rèn)為通脹預(yù)期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費(fèi)波動(dòng)。

二、模型和數(shù)據(jù)

由于我國目前處于城鄉(xiāng)二元的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村無論是從收入水平、消費(fèi)水平、市場發(fā)達(dá)程度、信息獲取能力和傳遞速度有較大差異，所以本論文將建立模型對城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)行為分別進(jìn)行分析。

其中城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)人均消費(fèi)支出反映了城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為，而人均可支配收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)。真實(shí)利率是當(dāng)期消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本之一，早期研究也證明了在通脹預(yù)期提高的時(shí)候，人們會(huì)在消費(fèi)與儲(chǔ)蓄之間進(jìn)行權(quán)衡取舍，所以同時(shí)加入真實(shí)利率變量。未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)和未來收入預(yù)期指數(shù)則是反映未來通脹預(yù)期和居民經(jīng)濟(jì)信心的指標(biāo)。

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數(shù)據(jù)，其中被解釋變量為城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民季度人均消費(fèi)性支出，為觀察通脹預(yù)期等因素對居民消費(fèi)行為的影響，運(yùn)用CPI平減的方法對被解釋變量進(jìn)行了剔除價(jià)格因素。其中，由于公布的月度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是以上年同月為基數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，為觀察整個(gè)十一五期間的價(jià)格變動(dòng)趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數(shù)進(jìn)行處理。CPI采用國家統(tǒng)計(jì)局公布的月度城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，調(diào)整后再用月度數(shù)據(jù)獲得調(diào)整后CPI的季度內(nèi)幾何平均值，作為當(dāng)季度CPI。城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民人均消費(fèi)支出采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫中的全國季度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

解釋變量選取與消費(fèi)行為相關(guān)的真實(shí)利率、剔除價(jià)格因素后的可支配收入和通貨膨脹預(yù)期。其中，真實(shí)利率用中國人民銀行公布的三個(gè)月定期存款利率，根據(jù)每個(gè)季度內(nèi)變化的利率進(jìn)行平均，求得該季度內(nèi)平均名義利率，季度內(nèi)未出現(xiàn)利率變動(dòng)的，則直接用央行公布的名義利率作為當(dāng)季名義利率。再減去調(diào)整后的季度內(nèi)通貨膨脹率得到實(shí)際利率。

城鎮(zhèn)居民可支配收入直接采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民可支配數(shù)據(jù)則采用該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)的“農(nóng)民人均現(xiàn)金收入”減“稅費(fèi)支出”計(jì)算得出。兩個(gè)指標(biāo)均進(jìn)行了CPI平減，以考察真實(shí)可支配收入對消費(fèi)的影響。

通貨膨脹預(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)。未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)是消費(fèi)支出的先行變量，選取該指標(biāo)在一定程度上避免了通脹預(yù)期所反映的通脹水平與消費(fèi)支出之間的相互影響造成的內(nèi)生性問題。收入預(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預(yù)期指數(shù)。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)和未來收入預(yù)期指數(shù)在2009年第三季度發(fā)生統(tǒng)計(jì)表示方法變化，按照新算法對之前的指數(shù)進(jìn)行換算，得到新的表示方法下的統(tǒng)一數(shù)據(jù)。

三、回歸及假設(shè)檢驗(yàn)

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為回歸結(jié)果：通過第一次回歸結(jié)果我們可以看出，真實(shí)利率項(xiàng)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，所以考慮利率項(xiàng)數(shù)據(jù)變動(dòng)幅度較小，并且我國居民的理財(cái)習(xí)慣，比較偏好儲(chǔ)蓄，因此舍棄真實(shí)利率變量，重新回歸，結(jié)果如下：

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的回歸結(jié)果中，擬合優(yōu)度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實(shí)消費(fèi)支出，三個(gè)自變量系數(shù)在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統(tǒng)計(jì)量在該自由度和待估參數(shù)個(gè)數(shù)下可確認(rèn)無自相關(guān)問題。可以最終得出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為的回歸方程為：

城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出=2077.769+0.498563城鎮(zhèn)人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)-35.36344未來收入預(yù)期收數(shù)

該回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)季度人均真實(shí)消費(fèi)受當(dāng)季度城鎮(zhèn)人均可支配收入、未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期影響。其中城鎮(zhèn)人均可支配收入每上升1元錢，人均消費(fèi)將增加約0.5元；而當(dāng)季度居民對未來通脹預(yù)期增長1％，城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預(yù)期每降低1％，則會(huì)增加當(dāng)

季度消費(fèi)約35.36元。

同樣對農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示，真實(shí)利率對于農(nóng)村居民的消費(fèi)行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實(shí)利率變量，由于未來通脹預(yù)期指數(shù)是我們主要關(guān)注的變量，所以予以保留，并考慮到農(nóng)村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮(zhèn)的差別，以及農(nóng)村居民消費(fèi)選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預(yù)期指數(shù)來替換當(dāng)期未來預(yù)期通脹指數(shù)，即改為觀察農(nóng)村上一期對本期通脹預(yù)期對本期消費(fèi)的影響。

再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

農(nóng)村消費(fèi)者行為的回歸結(jié)果中，可表明變量解釋了多數(shù)農(nóng)村居民真實(shí)消費(fèi)支出，可支配收入和未來預(yù)期指數(shù)自變量系數(shù)在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預(yù)期指數(shù)在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠(yuǎn)低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統(tǒng)計(jì)量在該自由度和待估參數(shù)個(gè)數(shù)下可拒絕自相關(guān)假設(shè)。所以認(rèn)定無明顯自相關(guān)問題。

可以最終得出農(nóng)村居民的消費(fèi)行為的回歸方程為：

農(nóng)村人均消費(fèi)支出=2199.641+0.461609農(nóng)村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)-49.54699未來收入預(yù)期指數(shù)(滯后一期)

該回歸結(jié)果表明，農(nóng)村季度人均真實(shí)消費(fèi)受當(dāng)季度農(nóng)村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期影響。其中農(nóng)村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費(fèi)將增加約0.46元；而當(dāng)季度居民對未來通脹預(yù)期增長1％，農(nóng)村人均消費(fèi)支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預(yù)期每降低1％，則會(huì)增加當(dāng)季度消費(fèi)約49.54元。

四、結(jié)論與政策建議

根據(jù)上述回歸結(jié)果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期對消費(fèi)者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預(yù)期的提高和未來收入預(yù)期的走低會(huì)導(dǎo)致居民增加消費(fèi)，并且未來收入預(yù)期的影響大于通脹預(yù)期。其次，城鎮(zhèn)居民當(dāng)期消費(fèi)受當(dāng)期未來通脹預(yù)期影響顯著，而農(nóng)村則可能因?yàn)橄M(fèi)決定較為謹(jǐn)慎和保守，而呈現(xiàn)居民當(dāng)期未來通脹預(yù)期對下一期消費(fèi)影響較為顯著的結(jié)果。未來收入預(yù)期則對城鄉(xiāng)居民當(dāng)期消費(fèi)的影響都比較顯著。而且對比城鄉(xiāng)居民消費(fèi)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民的消費(fèi)行為根據(jù)預(yù)期進(jìn)行調(diào)整的幅度更大，即農(nóng)村居民的消費(fèi)行為更易受到預(yù)期的影響。我國農(nóng)村居民規(guī)模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預(yù)期的上漲和消費(fèi)者對經(jīng)濟(jì)的信心走低會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)總需求的上升，進(jìn)而對物價(jià)總水平形成拉動(dòng)力量，加速通貨膨脹。因此在預(yù)防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預(yù)期是一個(gè)極為重要的工具。

管理通脹預(yù)期并不是要使通脹預(yù)期減小，而是使之趨于合理，從而防止個(gè)人經(jīng)濟(jì)行為的劇烈波動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良影響。基于上述分析，在我國預(yù)防和治理通貨膨脹和管理通脹預(yù)期過程中，應(yīng)注意：

1　完善工資、最低生活保障和養(yǎng)老金等的指數(shù)化制度。定期根據(jù)物價(jià)波動(dòng)調(diào)整構(gòu)成居民收入的各項(xiàng)，使得居民收入與物價(jià)上漲聯(lián)動(dòng)，以及保持真實(shí)收入長期平穩(wěn)，從而降低收入預(yù)期對居民消費(fèi)行為的影響程度，減少其對物價(jià)總水平的順周期作用。

2　形成政策聯(lián)動(dòng)體系，同時(shí)增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動(dòng)是分散的，苛求公眾時(shí)刻保持鎮(zhèn)靜和理性又是不現(xiàn)實(shí)的。要管理通脹預(yù)期，就要使政府政策達(dá)到內(nèi)在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預(yù)期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時(shí)，政府定期公布政策目標(biāo)、實(shí)施進(jìn)程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據(jù)。政策效果也應(yīng)及時(shí)公布，并說明政策效果與目標(biāo)的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。

3　提高農(nóng)民收入，增強(qiáng)農(nóng)民的“安全感”。從回歸結(jié)果看，農(nóng)民的消費(fèi)行為受預(yù)期的影響較城市大，這反映了農(nóng)民生活中更缺乏“安全感”。進(jìn)一步提高農(nóng)民收入，使農(nóng)民建立穩(wěn)定的收入來源，這樣可以提高農(nóng)民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農(nóng)民受通脹預(yù)期和收入預(yù)期影響而增加的支出。

篇（7）

中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 李濤等

“金融抑制與中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)”

《經(jīng)濟(jì)研究》工作論文WP394號(hào)

中國居民消費(fèi)率遠(yuǎn)低于其他國家，而金融抑制是中國居民消費(fèi)水平低下、消費(fèi)率持續(xù)下滑的重要影響因素。

理論上，金融抑制會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)增長率和未來消費(fèi)水平下降，而對當(dāng)期消費(fèi)水平的影響則取決于財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)的相對大小。基于對微觀家庭數(shù)據(jù)的分析，真實(shí)利率壓低1%，消費(fèi)增長率將下降0.287%，這解釋了2000年以來中國消費(fèi)增長率和GDP增長率差異的62.4%。

金融抑制降低了未來消費(fèi)水平，也降低了當(dāng)期消費(fèi)水平，其財(cái)富效應(yīng)大于替代效應(yīng)。金融抑制導(dǎo)致居民財(cái)產(chǎn)性收入和預(yù)期可支配收入下降，進(jìn)而降低居民消費(fèi)水平，提高居民儲(chǔ)蓄率。

金融系統(tǒng)改革是刺激居民消費(fèi)、改善收入分配、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要手段。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展后期將嚴(yán)重阻礙經(jīng)濟(jì)增長。

同時(shí)，金融抑制將導(dǎo)致國民收入分配結(jié)構(gòu)不斷從居民向企業(yè)和政府傾斜、居民內(nèi)部收入分配不斷惡化。而金融抑制也是中國經(jīng)濟(jì)周期的重要決定因素，是中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度較大的重要原因。

鑒于金融抑制是中國居民消費(fèi)需求不足、消費(fèi)增長相對緩慢的重要決定因素。所以，逐步放棄金融抑制政策、實(shí)現(xiàn)利率市場化不僅是刺激經(jīng)濟(jì)增長、降低波動(dòng)、實(shí)現(xiàn)資源有效配置的手段，也是調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu)、刺激內(nèi)需的重要方式。

目前，利率市場化的條件可能還未完全成熟，那么以利率市場化為市場準(zhǔn)入基本前提，在加強(qiáng)金融監(jiān)管的同時(shí)，放松中小金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入、提高金融機(jī)構(gòu)間的競爭程度，以市場競爭方式逐步實(shí)現(xiàn)利率市場化，或許是中國金融體系改革的現(xiàn)實(shí)選擇。

制度

輸入型制度變遷

麻省理工學(xué)院 Dorn Acemoglu等

“激進(jìn)改革的后果：法國革命”

《美國經(jīng)濟(jì)評論》第101卷第7期

對制度改革而言，普遍存在兩種情況：一種是國家內(nèi)部進(jìn)行制度設(shè)計(jì)，也就是由于國內(nèi)矛盾而產(chǎn)生的改革；另一種是外部沖擊，例如被殖民，由殖民者帶來制度上的改革，這種改革往往通過強(qiáng)制實(shí)施殖民者自己的制度而無視被占領(lǐng)區(qū)的傳統(tǒng)而顯得非常激進(jìn)。

激進(jìn)改革通常意味著舊體制有巨大的負(fù)面后果。例如18世紀(jì)末19世紀(jì)初，歐洲的貴族寡頭政治、對貿(mào)易和勞務(wù)設(shè)置的進(jìn)入壁壘，以及其他要素市場的壁壘，阻礙了歐洲經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。那么通過殖民形式而導(dǎo)致的激進(jìn)改革，對經(jīng)濟(jì)又有何種影響呢？

通過對法國革命的研究，發(fā)現(xiàn)法國在入侵德國后，在其占領(lǐng)區(qū)強(qiáng)制實(shí)行了一系列激進(jìn)的改革，例如實(shí)施法國的民法，終結(jié)封建制和貴族特權(quán)，使法律面前人人平等。

考察這些制度對城市化和經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)并沒有造成負(fù)面后果，相反這些制度帶來的長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)非常明顯，極大促進(jìn)了被占領(lǐng)區(qū)在19世紀(jì)后半期的城市化和經(jīng)濟(jì)增長。

觀點(diǎn)

環(huán)境因素影響長壽

中國科學(xué)院院士曾毅

“中國老年人中家族長壽對健康的影響”

北大國家發(fā)展研究院簡報(bào)第1017期

篇（8）

2.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出變動(dòng)分析。恩格爾系數(shù)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(fèi)支出已不在占據(jù)消費(fèi)支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度，是分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計(jì)算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)非常顯著，其中食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動(dòng)后，明顯趨于緩和變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大；醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。

二、甘肅省居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率

1.生產(chǎn)總值構(gòu)成變動(dòng)分析。最終消費(fèi)、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)力，同時(shí)是計(jì)算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費(fèi)一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟(jì)增長中貢獻(xiàn)率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費(fèi)率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的最重要?jiǎng)恿Γ虼藢?shí)證分析甘肅省居民消費(fèi)變動(dòng)及其對經(jīng)濟(jì)影響作用有一定實(shí)際意義。

2．最終消費(fèi)情況分析。最終消費(fèi)由居民消費(fèi)和政府消費(fèi)兩部分組成，甘肅省最終消費(fèi)支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算居民消費(fèi)支出一直占據(jù)最終消費(fèi)支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率。消費(fèi)貢獻(xiàn)率(消費(fèi)拉動(dòng)率)通常指在經(jīng)濟(jì)增長率中消費(fèi)需求拉動(dòng)所占的份額,計(jì)算甘肅省最終消費(fèi)貢獻(xiàn)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(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟(jì)增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分析

本文采用持久收入消費(fèi)函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現(xiàn)期消費(fèi);Yp和Yz表示持久收入和暫時(shí)收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時(shí)收入的邊際消費(fèi)傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計(jì)資料，對模型進(jìn)行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)(1）、（2）。

農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)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(nóng)村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有1.74元用于消費(fèi)。既增加了暫時(shí)收入，不僅要將暫時(shí)收入全部用于消費(fèi)，同時(shí)還要拿出儲(chǔ)蓄來消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有0.87元用于消費(fèi)。

四、簡要結(jié)論

1．經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費(fèi)之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長越快，收入增加越高，消費(fèi)也會(huì)隨著增加。但是，在投資、出口和消費(fèi)等三要素當(dāng)中,消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動(dòng)消費(fèi)仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>

2.隨著經(jīng)濟(jì)的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動(dòng)傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)當(dāng)中，食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)劇烈變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。

3.為了鞏固消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機(jī)會(huì)作為重點(diǎn)，用擴(kuò)大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費(fèi)；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻(xiàn)：

篇（9）

中圖分類號(hào)：F014.4文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2011）08-025-03

價(jià)格與消費(fèi)是兩個(gè)相互影響、相互作用的經(jīng)濟(jì)因素，價(jià)格水平的變化會(huì)直接影響居民消費(fèi)水平的變化。根據(jù)價(jià)格曲線也可看出，價(jià)格越高，消費(fèi)需求越低，價(jià)格越低，消費(fèi)需求越高。2007年以來我國物價(jià)漲速明顯加快，成為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中最受關(guān)注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關(guān)的肉禽蛋、鮮菜、汽油、柴油、石油、液化氣等商品價(jià)格均保持在高價(jià)位上運(yùn)行，人們?nèi)粘５纳钍艿搅藰O大的影響。價(jià)格作為一個(gè)重要的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有著密不可分的聯(lián)系。首先，價(jià)格作為一個(gè)現(xiàn)象，折射出的是整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的實(shí)質(zhì)性問題。此外，價(jià)格在市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，同時(shí)扮演著“市場調(diào)節(jié)器”與“宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行指示器”的雙重角色。因此，物價(jià)波動(dòng)一直是各界普遍關(guān)注的焦點(diǎn)之一，物價(jià)上漲對居民消費(fèi)的影響更是值得關(guān)注的問題。

隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，物價(jià)這一關(guān)系到民生的問題，越來越受到重視。認(rèn)真研究、科學(xué)合理地分析物價(jià)上漲對居民消費(fèi)的影響，是我國經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定發(fā)展的客觀需要。

一、我國物價(jià)水平的歷史與現(xiàn)狀

（一）我國歷史各物價(jià)水平變動(dòng)階段

第一階段：1953―1965年（共13年）。這一階段，我國物價(jià)水平經(jīng)歷了一次劇烈的升降，商品零售價(jià)格指數(shù)增長率出現(xiàn)了一次高聳的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物價(jià)水平持續(xù)上漲，于1961年到達(dá)頂峰，漲幅為16.2％。1962年，零售物價(jià)下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差達(dá)22.1個(gè)百分點(diǎn)。

第二階段：1966―1976年（共11年）。在這一段時(shí)期內(nèi)，我國物價(jià)水平的變動(dòng)幅度極小。商品零售價(jià)格指數(shù)增長率曲線幾乎是一條水平直線，其漲幅從未超過1％，跌幅也僅有一年略微超過1％，最高點(diǎn)（1975年，0.6％）與最低點(diǎn)（1969年，－1.1％）之間的落差只有1.7個(gè)百分點(diǎn)。這一時(shí)期零售物價(jià)的高度穩(wěn)定，是特定的歷史條件造成的，當(dāng)時(shí)的中央政府直接通過行政手段凍結(jié)價(jià)格。這樣，盡管經(jīng)濟(jì)在劇烈地波動(dòng)，而價(jià)格水平卻“紋絲不動(dòng)”。

第三階段：1977―1999年（共23年）。改革開放之后，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷推進(jìn)，物價(jià)水平長期僵持不變的局面被徹底打破，零售物價(jià)開始持續(xù)上升。1999年的商品零售價(jià)格指數(shù)上漲為1978年的359.8％。在這一時(shí)期，價(jià)格漲幅的波動(dòng)性也變得非常明顯。從1977年到1999年，我國物價(jià)漲幅可觀測到4次明顯的循環(huán)波動(dòng)。

第四階段：2000―2007年（共8年）。中國經(jīng)濟(jì)在經(jīng)歷了1991―2001年的完整波谷―波谷經(jīng)濟(jì)周期后，從2002年起重新進(jìn)入本次經(jīng)濟(jì)周期的擴(kuò)張階段。2003年與2004年實(shí)際GDP增長速度接近潛在GDP增長速度，而2005年實(shí)際GDP增長速度超過潛在GDP增長速度，其間通貨膨脹卻相對溫和。在2006年中國經(jīng)濟(jì)繼承了2005年的強(qiáng)勁擴(kuò)張趨勢，中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行保持高經(jīng)濟(jì)增長與低通貨膨脹的良好配合格局，在增長型經(jīng)濟(jì)周期的位勢上，2006年將構(gòu)成本次經(jīng)濟(jì)周期的波峰年度。2007年，中國宏觀經(jīng)濟(jì)管理繼續(xù)實(shí)行穩(wěn)健的財(cái)政政策與穩(wěn)健的貨幣政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顧經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的內(nèi)部平衡目標(biāo)與外部平衡目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)國內(nèi)需求與國外需求以及投資需求與消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的全面拉動(dòng)，在總體經(jīng)濟(jì)景氣進(jìn)入本次經(jīng)濟(jì)周期收縮階段后延續(xù)其繁榮形態(tài)。2007年實(shí)際GDP增長速度略低于潛在GDP增長速度平穩(wěn)回復(fù)至潛在GDP水平。

（二）我國現(xiàn)階段物價(jià)變動(dòng)的狀況及原因

物價(jià)上漲影響居民的生活，從2007年以來我國物價(jià)漲速明顯加快，成為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中最受關(guān)注的問題之一。2007年1―11月份CPI同比上漲4.6%，漲幅比去年同期提高3.3個(gè)百分點(diǎn)；尤其是11月份CPI同比上漲6.9%，環(huán)比上漲0.7%，創(chuàng)1996年底以來的新高。另外，工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和央行公布的企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)等均呈現(xiàn)加速上升的勢頭，已超出各方預(yù)期。

從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結(jié)構(gòu)性特征，以11月份為例，當(dāng)月以糧食為代表的食品價(jià)格同比上漲18.2%，推動(dòng)CPI上漲了6.1個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)率達(dá)88.6%，其中糧食價(jià)格同比上漲6.6%，肉禽及其制品價(jià)格同比上漲38.8%油脂價(jià)格同比上漲35%，鮮菜價(jià)格同比上漲28.6%，鮮果價(jià)格上漲12.9%，鮮蛋價(jià)格同比上漲10%，水產(chǎn)品價(jià)格同比上漲6.8%。而工業(yè)品價(jià)格和服務(wù)價(jià)格基本保持穩(wěn)定，扣除食品和能源項(xiàng)目后，前11個(gè)月的核心價(jià)格指數(shù)僅同比上漲1%左右。

物價(jià)上漲是源于多方面的因素,原因之一：國際市場價(jià)格的帶動(dòng)。由于石油價(jià)格持續(xù)上漲，美國等國家大規(guī)模開發(fā)生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導(dǎo)致國際市場糧價(jià)大幅度上漲，進(jìn)而拉動(dòng)了國內(nèi)糧食價(jià)格上升，并影響到以糧食為原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品價(jià)格。

原因之二：成本推動(dòng)。近10年來，我國主要農(nóng)產(chǎn)品一直低位運(yùn)行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)在的價(jià)格，多數(shù)低于10年前的水平，只有個(gè)別品種略高于10年前水平。但與此同時(shí)，種植養(yǎng)殖成本隨著生產(chǎn)資料價(jià)格和農(nóng)村勞動(dòng)力價(jià)格的上漲而大幅上升，所以，目前農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲帶有明顯的恢復(fù)性質(zhì)。

原因之三：供求結(jié)構(gòu)失衡。由于去年上半年生豬價(jià)格跌到谷底，導(dǎo)致生豬存欄下降，去年下半年生豬價(jià)格開始進(jìn)入周期性上漲階段。部分地區(qū)出現(xiàn)的疫情，也加劇了生豬供應(yīng)的緊張。

民以食為天，糧食、肉、禽、蛋是居民的生活必需品。今年以來食品和副食品價(jià)格的上漲過猛，波及面過大，豬肉的漲價(jià)帶動(dòng)了其他生活資料（如牛羊肉、蛋、奶）價(jià)格上漲。這是事關(guān)人民群眾（特別是在校學(xué)生、進(jìn)城務(wù)工人員、城市低保人群等弱勢群體）切身利益的大事，也是事關(guān)全局、事關(guān)社會(huì)和諧穩(wěn)定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質(zhì)量。漲價(jià)使多數(shù)中低收入城鄉(xiāng)居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉(xiāng)中低收入家庭，尤其對一些縣城的民工生活沖擊較大，感到壓力沉重。

二、物價(jià)上漲對居民消費(fèi)的影響

物價(jià)波動(dòng)主要由市場中的商品供求狀況所決定的，即供給小于需求是物價(jià)上漲，供給大于需求是物價(jià)下跌，供給等于需求時(shí)物價(jià)穩(wěn)定。物價(jià)波動(dòng)可以調(diào)整市場中商品供求關(guān)系，即供給小于需求時(shí)抬高物價(jià)可以使供求平衡，供給大于需求時(shí)降低物價(jià)可以促使供求平衡物價(jià)波動(dòng)。

CPI即消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，衡量一般家庭（不含共同事業(yè)戶）實(shí)際購買各項(xiàng)消費(fèi)性商品及勞務(wù)價(jià)格變動(dòng)情形。所得稅、購置土地、住宅及人壽保險(xiǎn)等支出不屬查價(jià)范圍。

大多數(shù)國家都編制居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）,反映城鄉(xiāng)居民購買并用于消費(fèi)的消費(fèi)品及服務(wù)價(jià)格水平動(dòng)情況，并用它來反映通貨膨脹的程度。

從2001年起，我國采用國際通用做法，逐月編制并公布以2000年價(jià)格水平為基期的居民消費(fèi)價(jià)格定基指數(shù)，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標(biāo)。經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)，國家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)總隊(duì)負(fù)責(zé)全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的編制及相關(guān)工作，并組織、指導(dǎo)和管理各區(qū)市的消費(fèi)價(jià)格調(diào)查統(tǒng)計(jì)工作。

我國編制價(jià)格指數(shù)的商品和服務(wù)項(xiàng)目，根據(jù)全國城鄉(xiāng)近11萬戶居民家庭消費(fèi)支出構(gòu)成資料和有關(guān)規(guī)定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健及個(gè)人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務(wù)、251個(gè)基本分類，約700個(gè)代表品種。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)就是在對全國550個(gè)樣本市縣近3萬個(gè)采價(jià)點(diǎn)進(jìn)行價(jià)格調(diào)查的基礎(chǔ)上，根據(jù)國際規(guī)范的流程和公式算出來的。

CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100

式中：P――商品價(jià)格；Q――商品數(shù)量；m――商品的種類；t――現(xiàn)期；0――基期。

公式中，分母表示在需要進(jìn)行比較的基期里居民對有關(guān)商品的支出總額；分子表示居民在現(xiàn)期以現(xiàn)行價(jià)格購買相同種類、同樣數(shù)量的商品支出總額。

把上述公式用文字簡化表達(dá)就是：

CPI=現(xiàn)期購買商品支出總額/基期購買商品支出總額×100（商品是同類商品，與取樣樣本有關(guān)）

19世紀(jì)中葉，德國著名統(tǒng)計(jì)學(xué)家厄恩斯特?恩格爾(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利時(shí)等國工人階級不同階層的家庭調(diào)查資料時(shí)，得到一系列數(shù)據(jù)，在這些數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，他發(fā)現(xiàn)了一個(gè)規(guī)律：一個(gè)家庭或個(gè)人收入越低，其食品支出在總支出中所占比重越大，反之，其比重越小；隨著家庭收入的增加，食品支出占家庭總支出的比重會(huì)逐漸減少。對國家而言，一個(gè)國家越窮，每個(gè)國民平均支出中購買食品支出的比重越大，這一規(guī)律被稱為恩格爾定律(Engel's Law)。后來，人們把食品支出占全部生活消費(fèi)支出的比重稱為恩格爾系數(shù)，用公式表示如下：

恩格爾系數(shù)＝(食品支出/全部生活消費(fèi)支出)×100%

恩格爾定律的原理非常簡單：一個(gè)家庭或個(gè)人維持生命所必須的食品數(shù)量是基本不變的。在這個(gè)前提下，恩格爾系數(shù)值越小，即食品支出占家庭或個(gè)人支出的比重越小，自然就意味著家庭或個(gè)人的生活水平越高，反之則說明生活水平越低。因此，可用恩格爾系數(shù)來衡量一個(gè)國家或地區(qū)的居民生活水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就。聯(lián)合國糧農(nóng)組織于20世紀(jì)70年代中期更是將恩格爾系數(shù)作為評價(jià)國家貧富和地區(qū)生活水平高低的重要標(biāo)準(zhǔn)之一：恩格爾系數(shù)在60%以上為絕對貧困，50%～60%為溫飽，40%～50%為小康，30%～40%為富裕，30%以下為最富裕。

在我國，恩格爾系數(shù)同樣受到高度重視，無論是政府機(jī)關(guān)的工作報(bào)告，還是新聞媒體關(guān)于本地居民生活水平的報(bào)道，都可以見到恩格爾系數(shù)蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達(dá)到小康”所依據(jù)的一個(gè)重要指標(biāo)便是“恩格爾系數(shù)”；政府機(jī)關(guān)很多工作計(jì)劃的依據(jù)也是本地的恩格爾系數(shù)。

恩格爾定律是在假定價(jià)格不變的前提下而提出的，其受影響較大除收入以外最重要因素之一就是物價(jià)水平：當(dāng)食品消費(fèi)數(shù)量不變時(shí)，物價(jià)水平的提高意味著名義收入不變時(shí)實(shí)際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加。因此，物價(jià)水平上升，恩格爾系數(shù)就會(huì)上升，反之則下降。而影響恩格爾系數(shù)的主要因素有收入狀況、物價(jià)水平、耐用消費(fèi)品的消費(fèi)狀況、福利政策和消費(fèi)習(xí)慣等。其表現(xiàn)為：

1.近年來我國恩格爾系數(shù)的下降主要是由于服裝支出、醫(yī)療保健支出、交通通訊支出和住房支出的不斷增加造成的：當(dāng)居民購置住房等耐用消費(fèi)品時(shí)，在個(gè)人可支配收入一定的情況下，用于食品的支出就會(huì)減小，因此恩格爾系數(shù)會(huì)下降；當(dāng)老百姓對醫(yī)療、住房、交通等方面的支出增加時(shí)，在個(gè)人可支配收入一定的情況下就會(huì)擠占對食品的消費(fèi)，從而導(dǎo)致恩格爾系數(shù)的下降。

2.隨著家庭設(shè)備用品消費(fèi)的增多，恩格爾系數(shù)是上升的：當(dāng)居民的個(gè)人可支配收入剛開始增多時(shí)，生活消費(fèi)會(huì)從溫飽型消費(fèi)轉(zhuǎn)向營養(yǎng)型消費(fèi)時(shí)，谷物在食物消費(fèi)總量中所占比重會(huì)不斷減少，肉乳品及精細(xì)食品所占比重不斷增加，因此，在生活剛剛開始好轉(zhuǎn)的某段時(shí)間內(nèi)，恩格爾系數(shù)會(huì)隨著收入的增加而上升；家庭設(shè)備用品相對于一般消費(fèi)品來說，使用期限較長，單位產(chǎn)品價(jià)格較高。居民為了購買耐用消費(fèi)品，一般要經(jīng)過一段時(shí)間的儲(chǔ)蓄，在維持基本生活的食品支出不變時(shí)，其它各項(xiàng)消費(fèi)性支出就會(huì)減少，因此積累期的恩格爾系數(shù)會(huì)上升。

3.當(dāng)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)上升時(shí)，恩格爾系數(shù)是上升的：食品消費(fèi)數(shù)量不變時(shí)，消費(fèi)物價(jià)水平的提高意味著名義收入不變時(shí)實(shí)際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加，從而導(dǎo)致恩格爾系數(shù)的上升。

4.物價(jià)水平的高低直接影響居民消費(fèi)的水平。自古以來民以食為天，因此，居民對食品價(jià)格非常敏感，稍有異動(dòng)就會(huì)引起居民的廣泛關(guān)注。由于食品價(jià)格的大幅上漲，使得收入對生活的保障作用逐步減弱，對于低收入家庭來說，更難以承受。生活必需品價(jià)格上漲，必然帶來居民生活消費(fèi)支出的增加，因?yàn)槭称愤@類生活必需品消費(fèi)彈性小，替代效應(yīng)不明顯，不管價(jià)格是否上漲，必須得消費(fèi)。價(jià)格上漲抑制了居民的消費(fèi)欲望，通常物價(jià)上漲時(shí)，人們?yōu)榱司徑膺@一壓力，不得不降低消費(fèi)檔次，減少消費(fèi)數(shù)量來滿足生活的基本需求，也就造成了消費(fèi)量的下降，生活質(zhì)量的降低。

綜合以上分析，消費(fèi)品價(jià)格特別是食品價(jià)格的大幅上漲，給中低收入居民家庭生活帶來一定困難，其生活質(zhì)量有所下降。具體表現(xiàn)在：一是采取買價(jià)廉質(zhì)次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應(yīng)對急需。三是改變消費(fèi)行為和消費(fèi)習(xí)慣，減少非必需品的消費(fèi)。交通通訊、醫(yī)療保健支出成為壓縮對象。四是主要消費(fèi)品價(jià)格的快速上漲，還給低收入居民家庭增添了沉重的精神負(fù)擔(dān)、心理壓力和價(jià)格預(yù)期。

三、建議

綜上所述，提出以下建議：要加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)控和調(diào)控，大力提高居民收入的同時(shí)，積極促進(jìn)居民消費(fèi)。政府應(yīng)堅(jiān)決制止搭車漲價(jià)和哄抬物價(jià)的現(xiàn)象，維護(hù)市場的穩(wěn)定；對房地產(chǎn)業(yè)等價(jià)格過高的行業(yè)采取切實(shí)有效措施抑制商品房價(jià)的過高過快上漲；對低收入階層在擴(kuò)大就業(yè)、提高低保水平、確定最低工資標(biāo)準(zhǔn)等方面出臺(tái)操作性強(qiáng)的政策；培育新的消費(fèi)熱點(diǎn)，鼓勵(lì)和引導(dǎo)合理消費(fèi)，提高居民消費(fèi)能力，從而帶動(dòng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度的大幅提高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展。從中長期來看，我國經(jīng)濟(jì)面臨的主要矛盾仍然是有效需求不足問題。當(dāng)前的宏觀調(diào)控重點(diǎn)，既要控制投資過快增長，緩解資源瓶頸，加強(qiáng)對通脹的預(yù)警和疏導(dǎo)，又要千方百計(jì)地積極培育市場和有效擴(kuò)大消費(fèi)，緩解消費(fèi)品市場供大于求的矛盾。

主要解決方案：

1.應(yīng)適當(dāng)調(diào)整擴(kuò)張性的財(cái)政政策，我國投資增長速度過快，經(jīng)濟(jì)局部過熱與多年來實(shí)施積極的財(cái)政政策且投資結(jié)構(gòu)欠合理無不關(guān)系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡，適度調(diào)整擴(kuò)張性的財(cái)政政策是很有必要的。

2.遏制盲目投資和低水平重復(fù)建設(shè)，緩解對生產(chǎn)資料的過度需求。一是堅(jiān)決遏制某些行業(yè)和地區(qū)盲目投資和低水平重復(fù)建設(shè)。二是加強(qiáng)和改進(jìn)信貸管理，人民銀行要按照國家產(chǎn)業(yè)政策要求，加強(qiáng)“窗口”指導(dǎo)，商業(yè)銀行要增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，強(qiáng)化信貸審核。三是對不符合國家產(chǎn)業(yè)政策的行業(yè)制定限制性價(jià)格政策，控制這些行業(yè)的盲目擴(kuò)張。同時(shí)，加強(qiáng)對煤、電、油、運(yùn)的協(xié)調(diào)，緩解瓶頸制約。

3.努力促進(jìn)糧食增產(chǎn)，增加糧食供給，使糧食價(jià)格回升到一個(gè)合理水平。由于以糧食為基礎(chǔ)的食品類價(jià)格占居民消費(fèi)價(jià)格的權(quán)重大，食品是居民生活必需品，在低收入群體中所占支出比重較大，所以，保持糧食價(jià)格基本穩(wěn)定、合理回升至關(guān)重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導(dǎo)糧價(jià)穩(wěn)步回升，逐步達(dá)到一個(gè)合理區(qū)間。二是要加強(qiáng)農(nóng)資價(jià)格監(jiān)管，穩(wěn)定農(nóng)資價(jià)格，穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的物質(zhì)成本。三是要在糧食生產(chǎn)方面給予稅收、信貸、價(jià)格等政策優(yōu)惠，減輕種糧農(nóng)民負(fù)擔(dān)，保護(hù)和激發(fā)農(nóng)民種糧積極性。

4.加大對房地產(chǎn)市場的調(diào)控力度。首先，房地產(chǎn)市場價(jià)格的快速上漲構(gòu)成物價(jià)水平上漲的一個(gè)方面，而且對消費(fèi)者的消費(fèi)預(yù)期和消費(fèi)能力具有直接而重要的影響；其次，房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較大，對房地產(chǎn)的過度投資構(gòu)成了能源、原材料供給緊張的一個(gè)重要原因；再次，從房地產(chǎn)市場的價(jià)格的具體波動(dòng)情況來看，土地價(jià)格和商品房價(jià)格上漲較快，而土地租金價(jià)格上漲有限。這說明，房地產(chǎn)市場的供給和需求以及與此相關(guān)的價(jià)格波動(dòng)具有泡沫成分，這可能隱含著巨大的金融風(fēng)險(xiǎn)。因此，加強(qiáng)對房地產(chǎn)市場的調(diào)控是控制物價(jià)上漲和金融風(fēng)險(xiǎn)的良策。

5.對貨幣供應(yīng)量的超速增長進(jìn)行適當(dāng)控制。貨幣供應(yīng)量的超速增長是導(dǎo)致近期物價(jià)上漲的原因之一，所以今后一段時(shí)間，要對貨幣信貸過快增長進(jìn)行調(diào)控：一是要加大公開市場業(yè)務(wù)力度，對沖因外匯占款投放的基礎(chǔ)貨幣；二是對金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行“窗口指導(dǎo)”，提高金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)質(zhì)量，適度控制貸款規(guī)模；三是要解決長期機(jī)制問題，進(jìn)一步探索和完善人民幣匯率形成機(jī)制，促進(jìn)國際收支平衡，解決外匯占款導(dǎo)致的基礎(chǔ)貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調(diào)控更加有效。但要注意，這種調(diào)控只能是微調(diào)，力度不宜過大。這是因?yàn)椋环矫婢o縮性的貨幣政策固然可以在壓縮投資需求方面收到立竿見影的效果，但卻無助于結(jié)構(gòu)性矛盾和供給瓶頸問題的解決：另一方面，需求增長必須通過增量貨幣才能實(shí)現(xiàn)，如果實(shí)際信貸規(guī)模出現(xiàn)大幅下降，在短期內(nèi)對快速增長的經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生很大的擾動(dòng)。一旦投入產(chǎn)出的鏈條被人為割斷，可能會(huì)產(chǎn)生更多的問題，甚至重新回到通貨緊縮的泥潭里。

6.加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)測分析工作，建立價(jià)格異常波動(dòng)應(yīng)急機(jī)制。價(jià)格監(jiān)測是價(jià)格決策和宏觀調(diào)控的基礎(chǔ)，要突出監(jiān)測重點(diǎn)，完善有關(guān)制度，密切關(guān)注國際國內(nèi)市場供求狀況和價(jià)格走勢，善于發(fā)現(xiàn)傾向性和苗頭性問題，建立應(yīng)對價(jià)格異常波動(dòng)的應(yīng)急處理機(jī)制，及時(shí)提出控制價(jià)格上漲的意見和建議，做到未雨綢繆。

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篇（10）

摘要：首先對研究吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征的必要性進(jìn)行了分析，利用空間經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對1986—2012 年吉林省9 個(gè)地市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并得出結(jié)論，即不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象，9 個(gè)地市的農(nóng)村居民消費(fèi)具有空間自相關(guān)性，在此基礎(chǔ)上，提出各級政府在制定促進(jìn)吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)時(shí)，要考慮消費(fèi)引導(dǎo)的空間作用機(jī)制等建議。

關(guān)鍵詞：地市區(qū)域；農(nóng)村居民消費(fèi)；空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

中圖分類號(hào)：F126 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 論文編號(hào)：2014-0938

基金項(xiàng)目：吉林省教育廳項(xiàng)目“吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)不足問題研究”（吉教科文合字[2013]第382 號(hào)）；吉林省教育廳項(xiàng)目“居民收入分配差距對吉林省經(jīng)濟(jì)增長影響研究”（吉教科文合字[2013]第505 號(hào)）；吉林省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃課題“吉林省高等教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)研究”(ZC12092)；吉林省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的系統(tǒng)分析與對策研究”(2012B324)。第一作者簡介：劉子玉，男，1969 年出生，吉林蛟河人，副教授，博士后，研究方向：居民消費(fèi)。通信地址：130012 長春市新電臺(tái)街63 號(hào)吉林交通職業(yè)技術(shù)學(xué)院管理工程分院，E-mail：lzy9818@126.com。

通訊作者：肖靜，女，1974 年出生，吉林長春人，副教授，博士后，研究方向：物流和消費(fèi)。通信地址：130022 長春市衛(wèi)星路6543 號(hào)長春大學(xué)管理學(xué)院物流系，E-mail：jingxiao662006@126.com。

收稿日期：2014-09-25，修回日期：2014-11-27。

The Research about Characteristics of the Rural Residents’Consumption

Based on City Area in Jilin ProvinceLiu Ziyu1, Xiao Jing2, Li Jing1(1Changchun University Management School, Changchun 130012, Jilin, China2Changchun University Management School, Changchun 130022, Jilin, China)Abstract: This paper firstly analyzes the necessity of the research about characteristics of the rural residents’consumption based on city region in Jilin Province, and then it uses the spatial econometric model to analyzethe panel data about 9 cities from 1986 to 2012 in Jilin province, and draws a conclusion that the rural residents’consumption appears the phenomenon of the spatial concentration in different cities, and has spatial correlationin 9 country-side. Based on this foundation, the government should consider the mechanism of the spatialfunction guided by consumption, when it puts forward to the strategy about promoting and developing thestandard of rural resident s’consumption in Jilin Province.

Key words: City Area; The Rural Residents’Consumption; The Test Model of Spatial Autocorrelation

0 引言

近年來，國際經(jīng)濟(jì)形勢受到歐債危機(jī)和全球經(jīng)濟(jì)低迷等一系列因素影響，中國或多或少的受到了沖擊，吉林省作為中國的農(nóng)業(yè)大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業(yè)壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應(yīng)對這種沖擊，吉林省應(yīng)該從發(fā)展方式轉(zhuǎn)變上看待問題，要積極擴(kuò)大內(nèi)需，特別是要加快形成主要依靠消費(fèi)需求拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的格局。吉林省通過改變?nèi){馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費(fèi)放到了首位，統(tǒng)括擴(kuò)大居民消費(fèi)需求實(shí)現(xiàn)吉林省經(jīng)濟(jì)增長的長期目標(biāo)。吉林省是農(nóng)業(yè)大省，擁有1492.7 萬農(nóng)村居民，因此如何解決吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)問題是擺在吉林省各級政府面前的一個(gè)關(guān)鍵問題。因?yàn)榧质∞r(nóng)村居民的消費(fèi)長期低迷，其消費(fèi)率一致持續(xù)在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省[1]。而吉林省的農(nóng)村居民消費(fèi)所占比重卻持續(xù)降低，從1980—2012 年的32 年間下降了近26 個(gè)百分點(diǎn)，因此，如何提高吉林省農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，引導(dǎo)吉林省的農(nóng)村居民朝著正確的消費(fèi)方向前進(jìn)，也是促進(jìn)吉林省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，調(diào)整好經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農(nóng)村居民消費(fèi)又存在著區(qū)域性的不同特點(diǎn)，特別是吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不同，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不同的問題，防止經(jīng)濟(jì)在不同地市之間的不均衡和集聚現(xiàn)象，同時(shí)也是吉林省各級政府改善民生，制定相應(yīng)經(jīng)濟(jì)政策和消費(fèi)政策的重要內(nèi)容之一。筆者根據(jù)吉林省的省情，并對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的空間依賴性進(jìn)行分析，分析吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的區(qū)域差異和集聚特征，為吉林省制定相關(guān)政策提供有價(jià)值的參考。

1 文獻(xiàn)回顧

理論界認(rèn)為，消費(fèi)是一個(gè)國家不斷向上發(fā)展的根本動(dòng)力，消費(fèi)是現(xiàn)階段投資、消費(fèi)、出口等“三駕馬車”中最重要的一部分，是社會(huì)再生產(chǎn)總過程中的重要組成部分。關(guān)于居民消費(fèi)問題的研究已不鮮見，一般是通過消費(fèi)函數(shù)對某一個(gè)地區(qū)的消費(fèi)進(jìn)行估測[1]；通過擴(kuò)展性線性支出系統(tǒng)模型來計(jì)算當(dāng)?shù)氐亩鞲駹栂禂?shù)[2]；也有的通過擴(kuò)展性線性支出系統(tǒng)模型來計(jì)算消費(fèi)傾向，進(jìn)而進(jìn)行消費(fèi)結(jié)構(gòu)的彈性分析等[3]。學(xué)者王進(jìn)[4]對中國的農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行了不同區(qū)域的分類，并總結(jié)出不同區(qū)域的消費(fèi)特征；韓爽[5]分析了世界金融危機(jī)對中國不同區(qū)域的影響，通過對拉動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Φ木唧w分析，闡述擴(kuò)大內(nèi)需政策對促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的意義；學(xué)者Ravallio[6]通過對區(qū)域性經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村居民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)模型的研究來分析不同地域的農(nóng)村居民消費(fèi)問題；鮮祖德[7]利用消費(fèi)函數(shù)探討了擴(kuò)大內(nèi)需的辦法，通過消費(fèi)力度來解決農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后問題；相麗馳等[8]為了研究浙江的農(nóng)村居民消費(fèi)需求問題，使用了擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型；林江鵬等[9]采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量函數(shù)模型研究中國不同區(qū)域的城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的支出關(guān)系；鄭春梅[10]、胡燕京等[11]、張錦宗等[12]也利用不同的計(jì)量模型，對不同區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行了探討。

但是，作者通過中國知網(wǎng)上的相關(guān)文獻(xiàn)查找可知，通過空間相似性、消費(fèi)空間分布格局等方面進(jìn)行研究農(nóng)村居民消費(fèi)的文獻(xiàn)并不是很多。調(diào)查顯示，吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)即存在顯著的差異，同時(shí)又存在著顯著的集聚現(xiàn)象，農(nóng)村居民消費(fèi)存在著明顯的不平衡。根據(jù)吉林省各地市的統(tǒng)計(jì)公報(bào)可知，長春市2012 年的農(nóng)村居民家庭平均每人全年生活消費(fèi)支出為5855 元，比上一年增長了9.3%，是白城的3.69 倍，可見吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民的消費(fèi)空間區(qū)域差異比較顯著，而且還存在著集聚現(xiàn)象，分析吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)與收入之間是否存在著空間的依賴性，分析吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)是否會(huì)產(chǎn)生空間差距現(xiàn)象，以及分析產(chǎn)生空間差距現(xiàn)象的原因，等等這些分析都是為提高吉林省各個(gè)地級市的消費(fèi)水平、解決各個(gè)地級市消費(fèi)不均衡，從而提高整個(gè)吉林省的消費(fèi)水平。

2 空間計(jì)量模型的相關(guān)理論

筆者利用空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?Global SpatialAutocorrelation)[13-14]，根據(jù)變量選擇不同的數(shù)據(jù)并進(jìn)行處理，對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析研究。全域空間的自相關(guān)是從整個(gè)區(qū)域空間來探討吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的空間分布情況[15-17]。Moran I 的基本公式見式(1)。

利用式(4)和式(6)的差值來檢驗(yàn)吉林省n 個(gè)地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)是不是存在著全域空間的自相關(guān)關(guān)系。根據(jù)文獻(xiàn)[12]中資料可知，空間計(jì)量模型主要分成兩種，一種是空間滯后模型，它的形式是y=pWy+xβ+ε，另一種是空間誤差模型，它的形式為y=Xβ+ε，這里的ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，這里就不再贅述。

3 吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)特征研究的實(shí)證本論文把吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民人均消費(fèi)作為被解釋變量，把吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入水平、價(jià)格水平為解釋變量，建立模型，取吉林省的長春市、吉林市、四平市、遼源市、通化市、白山市、松原市、白城市、延邊市9 個(gè)地級市進(jìn)行回歸分析，以此來驗(yàn)證凱恩斯的絕對收入假說。數(shù)據(jù)來源吉林省各年統(tǒng)計(jì)年鑒和吉林省各地市的各年年鑒。有的可能缺少某年的居民價(jià)格指數(shù)，就用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替，因?yàn)榉治龅目臻g狀態(tài)，所以利用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不會(huì)影響具體的分析結(jié)果。為了檢驗(yàn)吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)的差異與集聚的規(guī)律，本文擬提出2 個(gè)假設(shè)作為檢驗(yàn)的工具，第一個(gè)就是假設(shè)吉林省各個(gè)地市的農(nóng)村居民消費(fèi)行為滿足于凱恩斯絕對收入假設(shè)理論。第二個(gè)就是假設(shè)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)存在著空間集聚的特征。

模型如式(6)。

Cit =αit +β1Yit +β2Pit +μr,t =1,2,?,T ……… (6)這里的C表示消費(fèi)額，Y 表示收入，P 表示消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，α與βi(i=1,2)為待估參數(shù)，βi表示為邊際消費(fèi)傾向，通過分析模型形成整體上是否成立來研究吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民的消費(fèi)支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，所獲得的9 個(gè)地市區(qū)域的計(jì)算結(jié)果參見表1 所示，擬合優(yōu)度為0.8725，大于0.8，F(xiàn)值為135.847，伴隨概率為1.774e-0.21，說明模型總體上成立，又由于收入變量的參數(shù)βi 是0.8014，P 是0，這也說明了吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民收入決定消費(fèi)，而且邊際消費(fèi)傾向還比較大，所以，滿足第一個(gè)假設(shè)吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。

根據(jù)表1 的結(jié)果可以看出來，模型是成立的，但是模型中還反映出來模型中應(yīng)該有的常數(shù)項(xiàng)沒有顯現(xiàn)出來，再有就是價(jià)格變量的假設(shè)檢驗(yàn)接受了原假設(shè)為0，說明該模型反應(yīng)的結(jié)果與現(xiàn)實(shí)生活相違背，這不符合常理，這可能是因?yàn)榧质〔煌丶壥兴幍牡乩憝h(huán)境不同，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同，消費(fèi)文化和消費(fèi)偏好不同等緣故。所以如果利用傳統(tǒng)的消費(fèi)截面數(shù)據(jù)分析解釋不了顯著的區(qū)域空間差異對消費(fèi)的影響范圍和程度的。因此對解釋地市區(qū)域農(nóng)村居民的消費(fèi)與收入、價(jià)格間的復(fù)雜關(guān)系如果采用一般的截面回歸分析是難以解釋的。

下面利用Moran I 的統(tǒng)計(jì)量和零假設(shè)檢驗(yàn)來估算吉林省各地市區(qū)域之間農(nóng)村居民消費(fèi)的相關(guān)性。從表2 的結(jié)果來看，1986—2012 年期間9 個(gè)地市區(qū)域消費(fèi)（根據(jù)常理，為了不出現(xiàn)偽回歸，ECQ 取對數(shù)）的Moran I 平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關(guān)假設(shè)的概率也都在0.05 以下，說明了吉林省內(nèi)相鄰的地市區(qū)域的消費(fèi)水平存在著一般意義的正相關(guān)，從這一點(diǎn)來看第二個(gè)假設(shè)是成立的。

最后再以2001 年和2010 年為例進(jìn)行分析。圖1和圖2 是2001 年和2010 年吉林省各地市區(qū)域人均消費(fèi)Moran I 指數(shù)散點(diǎn)圖，根據(jù)空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀?jì)算得到Moran I 的2001 年和2010 年統(tǒng)計(jì)值，吉林省9個(gè)地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)2001 年Moran I 為0.4307，2010 年Moran I 為0.4425。通過計(jì)算結(jié)果可知，吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)行為表現(xiàn)為，消費(fèi)水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費(fèi)水平也相近。

圖1 和圖2 是2001 年和2012 年吉林省9 個(gè)地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)位于四個(gè)象限內(nèi)的空間Moran I 散點(diǎn)分布情況，圖中反映了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)行為的空間集聚特征，下面來驗(yàn)證第二個(gè)假設(shè)。由圖1 可知，2000 年長春位于第一象限，屬于高-高的自相關(guān)關(guān)系的集群，松原和四平屬于第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系集群，白城、通化、白山、遼源等地市在第三象限，是低-低的空間自相關(guān)關(guān)系的集群，吉林市和延邊朝鮮族自治州在第四象限，是高-低的空間自相關(guān)關(guān)系。通過圖2 可知，2012 年，長春、吉林、延邊朝鮮族自治州在第一象限，是高-高的自相關(guān)關(guān)系的集群，松原在第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系集群，白城、通化、白山、遼源4 個(gè)市位于第三象限，也是低-低的空間自相關(guān)關(guān)系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關(guān)關(guān)系。

因?yàn)楸菊撐闹芯€性回歸模型中的最小二乘估計(jì)忽略了空間效應(yīng)，導(dǎo)致了所設(shè)定的模型不合理。為了進(jìn)一步驗(yàn)證是否存在著空間的自相關(guān)性，在吉林省范圍內(nèi)進(jìn)行了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)的空間滯后和空間誤差模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法詳見

參考文獻(xiàn)[12]，檢驗(yàn)結(jié)果詳見表3。

最后要把表1 和表4 中的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行對比分析，通過分析可知，SLM和SEM的R-squared 都大于ols 回歸的擬合優(yōu)度，并且SEM的R-squared(0.9572)的值大于的R- squared(0.9019) 的值，也大于ols 回歸的Rsquared(0.8725)；比較Logl，AIC 和SC 的值也發(fā)現(xiàn)，SEM 模型的Logl 值為- 234.664，大于SLM- 237.557，SEM 模型的AIC 和SC（分別為460.854 和469.578）也小于SLM 的（分別為469.570 和491.57），因此SEM 模型是相對較優(yōu)的模型。再從參數(shù)的估計(jì)結(jié)果來看，SEM模型的常數(shù)項(xiàng)為4497.62 元，是吉林省9 個(gè)地市區(qū)域農(nóng)村居民的一年基本消費(fèi)的平均水平，價(jià)格指數(shù)前的參數(shù)為-45.9921，表明價(jià)格的上升對于農(nóng)村居民的消費(fèi)下降有強(qiáng)烈的反映，但是SLM模型的常數(shù)估計(jì)結(jié)果為負(fù)數(shù)，價(jià)格指數(shù)前的參數(shù)為正數(shù)，不符合經(jīng)濟(jì)事實(shí)，綜合上面的分析，SEM模型是最優(yōu)的模型。

從表4 中可以看出，吉林省的各個(gè)地級市的農(nóng)村居民消費(fèi)在各個(gè)市域之間存在空間的擴(kuò)散效應(yīng)，說明吉林省相鄰地級市之間消費(fèi)是互相影響的，而且地市區(qū)域的消費(fèi)也具有空間的相互影響現(xiàn)象。雖然在表4中顯示的價(jià)格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗(yàn)，可是卻沒有通過1%的檢驗(yàn)，這也充分證明了吉林省的物價(jià)還是比較穩(wěn)定的，農(nóng)村居民消費(fèi)的物價(jià)彈性小，這是主要是因?yàn)榧质「鱾€(gè)地市區(qū)域的農(nóng)民消費(fèi)基本上都集中在生活必需品，價(jià)格方面的作用不是很強(qiáng)，因此對消費(fèi)量的影響不是很大。

4 結(jié)論

筆者借助空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，在考慮到空間因素影響的條件下，探討了吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)所具有的特征，通過研究表明：

（1）吉林省不同地市間的農(nóng)村居民消費(fèi)呈現(xiàn)出空間集聚現(xiàn)象。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了消費(fèi)水平，由于吉林省相鄰地市的經(jīng)濟(jì)水平相當(dāng)也就導(dǎo)致了相鄰地市的消費(fèi)水平也接近，消費(fèi)模式也是伴隨著當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展而定的。自從吉林省實(shí)行了長吉圖開發(fā)開放先導(dǎo)區(qū)的國家戰(zhàn)略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)增長提供了動(dòng)力支持，只有農(nóng)村居民的收入水平提高了，才能提高消費(fèi)水平。農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境不好，消費(fèi)理念、消費(fèi)文化也比較低，導(dǎo)致消費(fèi)性價(jià)比也比較低，不僅如此，農(nóng)村居民還存在著習(xí)慣于維持性消費(fèi)和示范和攀比的現(xiàn)象。

（2）吉林省9 個(gè)地市的農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的空間自相關(guān)性。利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析，反映出吉林省地勢區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的空間依賴性，地理空間效應(yīng)對吉林省9 個(gè)地級市的農(nóng)民消費(fèi)起著一定的作用。通過前文中的檢驗(yàn)可知，空間誤差模型還是能夠很好地解釋吉林省不同地級市的農(nóng)民消費(fèi)的變化規(guī)律及其影響因素的空間作用機(jī)制。

（3）吉林省在制定農(nóng)村居民消費(fèi)政策時(shí)應(yīng)該考慮空間的相關(guān)性。根據(jù)吉林省的地圖來看，地域狹長，區(qū)域跨度較大，各個(gè)市域的發(fā)展各不相同，從地市區(qū)域的范圍來看，每個(gè)地級市的消費(fèi)結(jié)構(gòu)都不一樣，消費(fèi)存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農(nóng)民可以說有著傳染性，存在著溢出效應(yīng)，基于此，吉林省在制定農(nóng)村居民消費(fèi)政策時(shí)就應(yīng)該把空間相關(guān)性考慮進(jìn)來，同時(shí)制定政策時(shí)要向發(fā)展比較落后的地市傾斜，通過穩(wěn)定物價(jià)，建立完善的社會(huì)保障機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)信心，改進(jìn)農(nóng)村地區(qū)銷售網(wǎng)絡(luò)，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施問題等下功夫。

5 討論

（1）針對居民消費(fèi)方面的研究有很多，以往的文獻(xiàn)主要是針對收入與消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，如果說采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析，一般采用的都是利用誤差修正模型或者是采用擴(kuò)展的誤差修正模型進(jìn)行研究，如果針對多個(gè)地區(qū)進(jìn)行不同時(shí)序的研究就會(huì)采用面板數(shù)據(jù)模型，但是面板數(shù)據(jù)模型只能反映出各個(gè)主體之間的差別，不能反應(yīng)某一主體發(fā)生變動(dòng)時(shí)對周圍各個(gè)主體帶來的影響以及相互之間的依賴性，而空間相關(guān)模型就解決了這一問題。

（2）根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，任何經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都不能脫離其特定的空間載體。本論文采用Moran I 的統(tǒng)計(jì)量對吉林省9 個(gè)地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的空間性進(jìn)行了分析，可以認(rèn)為，該理論不僅應(yīng)用于消費(fèi)，而且還可以應(yīng)用到金融、氣候、投資等各個(gè)方面。

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