居民消費影響因素論文匯總十篇
時間：2023-03-10 14:45:30
序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇居民消費影響因素論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。
篇（1）
一、引言
國民生產總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經濟核算的核心指標，是指在一定時間內一個國家（或地區）所生產出的全部最終產品和勞務的市場價值。它由什么所影響呢？國內很多論文都對此做過相應研究，對象為中國國民生產總值，也有的為部分省的國民生產總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產總值的影響因素，并進行計量分析，得出結論。
二、預處理
（一）變量選擇
選擇湖南省生產總值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，再根據模型本身的需要、數據獲取難易等，本文選擇了五個指標作為模型的解釋變量：居民消費水平X1、固定資產投資X2、進出口總額X3、財政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費水映了居民總體經濟水平；固定資產投資的增長是GDP增長的主要保障；進出口總額和前兩項一起構成經濟發展的三駕馬車；財政支出在中國處于經濟建設時期的背景下對GDP有快速促進作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費投資情況，因而也會對GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經濟發展的實際情況。
（二）數據收集
最后是計量經濟檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進行異方差檢驗，得出P值均遠大于5%（取95%為置信區間），可見基本不存在異方差性，不需進行異方差修正。
四、結論
最終確立湖南省生產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，根據近30年的數據，對于湖南省GDP，固定資產基本不產生作用，這也與湖南的低房價和房產過剩情況相符；進出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進出口貿易城市；起較大影響作用的是居民消費水平和政府的財政支出，且財政支出的效果更為突出。具體量化可以估計，當居民消費增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財政支出增加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起負向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因為政府一旦提高稅收，居民將可能降低消費和投資，這將導致GDP的降低。
這也可給提高湖南省生產總值以一定啟示：要重視居民消費、財政支出的作用，調整房地產結構，同時控制向居民的征稅額度。
參考文獻
[1]中國國家統計局.http：///.
[2]伍德里奇[美].計量經濟學導論.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].統計與決策，2006（4）：150-153.
篇（2）
中圖分類號：F126.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0079-03
一、引言與文獻綜述
城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論，對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989―2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999―2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978―2004年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸（VAR）模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮化影響居民消費的內在機制，使用1996―2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002―2008年和1997―2008年全國30個省份的面板數據，實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響[8]。
二、相關變量敘述
（一）居民消費水平
居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。
（二）城鎮化程度
城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。
（三）經濟發展水平
經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。
（四）變量數據來源
本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩性檢驗
在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩性檢驗的方法主要有ADF-Fisher 卡方檢驗、PP-Fisher 卡方檢驗、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 檢驗[6]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher 卡方檢驗與Im， Pesaran and Shin W-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。
由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文采取Kao檢驗，結果如表2。
如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。
（二）模型估計
本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：
通過Eviews7.0軟件對構建模型進行估計的結果如表3。
由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。
結論
通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。
參考文獻：
[1] 徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.
[2] 付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費――基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口?資源與環境，2013，23（11）：108-114.
[3] 劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4] 田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5] 胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.
篇（3）
一、引言
改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。
擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。
二、文獻綜述
（一）外文文獻綜述
關于居民消費需求的研究文獻較多，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。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。
在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。
在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時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防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。
（二）中文文獻綜述
我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。
二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。
三是財政支農對居民消費影響的研究綜述
國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。
四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。
還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]
三、山東農村居民人均消費情況分析
自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為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一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。
圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖
以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。
三、數據與模型設定
本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。
其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。
同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。
四、多線段回歸模型
通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。
建立模型：
其中，T為時間變動量，當時間為1978年時，T=1；當時間為2008年時，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。
運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，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
從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。
按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：
五、實證回歸分析
（一）ADF檢驗
在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。
運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。
ADF檢驗結果見表1
表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）
變量
檢驗類型
ADF檢驗值
5%臨界值
結論
lnct
(C,T,2)
-3.013053
-3.574244
非平穩
Dlnct
(C,0,2)
-3.776756
-2.971853
平穩
lnyt
(C,T,2)
-2.881591
-3.574244
非平穩
Dlnyt
(C,0,2)
-3.519626
-2.971853
平穩
lngt
(C,T,2)
-2.089553
-3.568379
非平穩
Dlngt
(C,0,2)
-3.481609
-2.967767
平穩
lnpt
(C,T,2)
-2.586008
-3.568379
非平穩
Dlnpt
(C,0,2)
篇（4）
關鍵詞：
消費需求；收入分配狀況與制度；財政金融政策；供給側改革；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9.5%，2015年GDP預計達到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濟體①。然而我國GDP的增長過度依賴于投資和出口，消費占GDP的比率（最終消費率）遠遠低于世界平均水平，出現投資、消費與出口不協調的局面。而在消費的變化上，我國政府消費率一直處于平穩狀態，居民消費率和最終消費率的變化趨同（如右圖），可見最終消費率的變化主要來自于居民消費率的改變。要通過擴大內需，提高居民消費，使其成為國民經濟新的增長點，就必須建立居民消費需求長效機制，發揮國家政策助力，以國家發展戰略的高度長期推進。構建擴大居民消費需求長效機制的財政對策和金融對策，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，根據貴州省實際，因地制宜分析該省居民消費的現狀及其影響因素，探求有效的財政金融對策。
二、居民消費需求影響因素的定性分析
構建居民消費需求長效機制的財政金融對策，需要重點研究影響居民消費需求的因素及其影響程度。在借鑒現有文獻和前人研究的基礎上，本文將影響居民消費需求的因素歸結為四大類：消費意愿、消費能力、消費供給、消費環境。一是消費意愿。簡單的說，居民消費意愿就是民眾花錢購買商品的欲望，居民的消費意愿是影響消費需求的主觀因素，更多的是心理因素與偏好，難于量化。
在傳統的西方經濟理論中，學者們普遍認為社會保障體系對宏觀經濟具有“自動穩定器”功能，社會保障體系建設事關居民的消費水平，很大程度上會影響居民的消費意愿。社會保障覆蓋率越高，居民的消費意愿就越強烈。一方面，本文選擇社會保障覆蓋率②間接作為居民的消費意愿來反映不確定性因素對居民消費需求的影響；另一方面，流動性約束是限制居民消費意愿的重要原因，銀行金融機構應當以居民的合理預期和未來收入為基礎為其提供消費信貸，倡導超前消費，以增加居民現有購買力，緩解流動性約束對消費的影響，解決消費需求乏力的矛盾，進一步提高居民消費意愿。因此，本文選擇個人消費貸款數額表示流動性約束對居民消費需求的影響。
二是消費能力。穩定的收入是居民消費能力最直接體現，是影響居民消費的重要因素。而收入主要用于消費和儲蓄，凱恩斯的絕對收入理論認為，收入的增長速度總是快于消費的增長速度，這就往往造成居民消費需求的相對不足，消費滯后，故從根本上說，居民收入水平對消費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人均可支配收入及農村人均純收入。考慮到城鄉人口數統計存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地區生產總值來表示。凱恩斯指出，不同收入階層居民，其平均消費傾向(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傾向的提高。由于基尼系數統計存在遺漏，本文的收入分配狀況用城鄉居民可支配收入比來表示，即城鎮居民可支配收入與農村居民人均純收入的比值，比值越大，表明收入差距越大。
三是消費供給。消費與供給兩者密切聯系，供給創造需求，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“：在適度擴大總需求的同時，著力加強供給側結構性改革，著力提高供給體系質量和效率。③”當前，中國經濟陷入產能供給過剩與新興消費需求乏力的結構性困境，然而，通過政府投資和釋放流動性手段的需求管理政策已經不能再次刺激經濟增長，但由于政府公共服務供給不足也會擠占居民消費，限制我國消費需求的快速增長，因此，應該從供給側改革層面上去化解結構性矛盾，尋求新的消費需求。本文借鑒已有文獻方法用一般公共服務財政支出來表示政府公共支出水平。鑒于前面提到的流動性約束的影響，本文將金融機構的數量也作為消費供給的指標，金融機構的數量越多，居民進行消費信貸的選擇越多，貸款的可能性也會增大，進而提高居民的消費需求。提供消費信貸的金融機構很多，但主要是銀行，且鑒于數據的可獲得性，本文用銀行類金融機構的數量來表示。
四是消費環境。影響居民消費需求的外在環境因素很多，包括政治、經濟、社會和法律環境等，但很多環境因素難以量化，本文主要選擇經濟環境中相對重要的消費物價水平和利率水平環境衡量對消費需求的影響。一般來說，物價的顯著上升或下降將會引起居民購買數量的顯著變動，人們會根據物價變動作出的預期來決定自己的消費支出，居民所處的消費價格環境是影響居民消費需求的重要因素，本文選擇居民消費價格指數來表示物價水平。利率對消費的影響具有不確定性，主要取決于利率變動對儲蓄的替代效應和收入效應，即由收入的時間成本和當前消費的效用權衡決定，如果收入效應占主導，那么利率對消費的影響為正，反之為負，總之，利率水平是影響消費的重要因素，本文用一年期人民幣存款基準利率來表示。
三、貴州省居民消費需求影響因素的實證分析
（一）變量選取及數據說明本文建立模型所選用的因變量是居民的人均消費水平Y，根據前面對影響因素的定性分析，選擇的相應自變量是：社會保障覆蓋率（X1）、個人消費貸款（X2）、人均地區生產總值（X3）、城鄉居民收入差距（X4）、地方財政一般公共服務支出（X5）、全省銀行類金融機構數量（X6）、居民消費價格指數（X7）、一年期人民幣存款基準利率（X8）。本文以貴州省2004~2013年的相關數據進行分析。其中，個人消費貸款和全省銀行類金融機構數據來源于《中國區域金融運行報告——貴州省金融運行報告》；一年期人民幣存款基準利率根據中國人民銀行網站原始數據計算得出，計算方法為加權平均法，以利率持續天數占整年天數之比為權重；其余數據來源于國家統計局、貴州省統計年鑒和統計公報。
（二）實證分析與結果解釋首先，對貴州省的居民人均消費水平（Y）與所有的因變量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相關分析，得到變量間的相關系數矩陣（見表1）。可見貴州省人均消費支出除了跟自變量居民消費價格指數（X7）和一年期存款基準利率（X8）的相關性不是很強外，跟其他自變量之間的相關性都很強。從表2可以看出，8個自變量的容許度都接近于0，而容許度越小，表明共線性越嚴重，一般T<0.1時，說明共線性非常嚴重；方差膨脹因子（VIF=1/T）越大，說明共線性越嚴重。綜上可知，本文的自變量之間存在著嚴重的多重共線性，因此，本文采用主成分回歸分析方法重新建立回歸模型進行分析。對數據進行標準化處理，并得到了相關系數矩陣的特征值（見表3）和未作旋轉的載荷矩陣（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%。前兩個特征值的累積貢獻率達到90.01%（>85%），因此，本文選擇前兩個主成分進行分析，其成分矩陣見表4。上面所有影響因素中，貴州省個人消費貸款額（X2）對人均消費水平（Y）影響程度最大，個人消費貸款每提高1%，貴州省人均消費支出水平增長0.183%，說明貴州省居民的消費水平很大程度上受流動性約束的影響，要提高貴州省居民的消費水平，必須發展其個人消費信貸，解決流動性約束問題。其次，人均地區生產總值（X3）和地方財政一般公共服務支出（X5）每提高1%，分別會導致貴州省人均消費支出水平增長0.18%和0.177%，二者對于人均消費支出提高的效果是非常強的，說明貴州省人均消費支出高度依賴于人均收入和地方政府財政對居民消費的支持。再次，貴州省城鄉居民收入比（X4）每提高1%，會導致貴州省人均消費支出水平下降0.164%，說明收入分配的不均會很大程度上抑制居民消費需求的發展。而社會保障覆蓋率（X1）和全省銀行類金融機構的數量（X6）對貴州省居民消費支出的正向促進作用相對弱些，但絕對比例仍然達到0.161%和0.15%。最后，我們可以看出，居民消費價格指數（X7）和一年期人民幣存款基準利率（X8）對人均消費支出的影響均為負，即物價水平的提高，會降低貴州省居民的消費需求，同時，利率對人均消費支出的影響為正，說明替代效應占主導，但是兩者對人均消費支出的影響均較小。
四、構建擴大居民消費需求長效機制的財政金融對策
(一)創新金融產品，豐富小微金融服務，以消費信貸刺激居民消費需求增長從上面實證分析看出，個人消費信貸對貴州省居民消費支出的影響最大，貴州省各金融機構應該調整信貸機構，主動積極地向消費者提供信貸支持，允許、鼓勵和扶持更多的中小商業銀行、小貸公司等相關金融機構開展向廣大居民、個體私營戶等提供個人消費信貸業務，提供人性化的消費金融產品，大力加強消費信貸業務營銷，幫助居民了解和樹立新型消費觀念，合理引導居民的消費預期。同時，要在政策允許范圍和風險控制能力以內開發多樣性金融產品，適合農村多元化的金融服務需求以刺激居民消費轉型升級。此外，可適當擴展消費信貸對象的外延，為生產大量消費品的企業提供消費信貸，這樣也會間接帶動消費的發展。
（二）建立收入穩定增長的長效機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。實施脫貧攻堅戰略，應當有政府和政策性金融機構協力推進，政府部門加大財政支出，政策性金融機構實施扶貧開發，人民自立更生。通過增加就業崗位，鼓勵創業創新，將扶貧工作漫灌式輸血變為精準式造血，拓開居民收入來源，提高居民實際收入，特別是邊遠地區農民和城鎮低收入居民的收入，縮小居民收入差距，調節居民收入分配比例，提高社會平均消費傾向，構建城鄉居民收入穩定增長的長效機制。
（三）推進供給側改革，培育新興消費增長點需求與供給相輔相成，需求是通過對產品的最終消費拉動經濟增長，而供給側則是從生產端和供給端來“推動”經濟增長。貴州省經濟發展相對落后，但是具有環境未曾遭受破壞、資源豐富等后發優勢，因此貴州省有必要將資源要素供給從產能過剩的行業中釋放出來，完善政府供給機制，健全社會保障體系，講求供給效率，將資源的有效供給、資本的有效供給和好環境的有效供給向新興產業轉移，優先發展某一方面消費如服務業消費，然后通過乘數效應帶動其他方面消費，進而更加有效的帶動整個消費的發展，以培育貴州省新興的消費增長點。
（四）推動新型城鎮化，營造良好消費環境，促進潛在消費轉化為現實有效需求總理再三強調，要堅持推進以人為核心的“新型城鎮化”，這是我國未來發展的潛力所在。因此，貴州省必須抓住國家建設新型城鎮化發展的契機，引導社會資本投入城鎮公共設施建設，為廣大居民營造一個環境舒適，公正誠信的消費環境，加速農村剩余勞動力的轉移，提高勞動生產率，進而使農村潛在的消費需求變為現實的有效需求。
參考文獻:
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[6]文啟湘，張慧芳.論構建擴大消費的長效機制［J］.消費經濟，2011（2）.
篇（5）
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
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
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
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
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在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，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，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更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，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農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
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的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
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，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費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是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費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烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費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是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費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結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、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越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會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，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費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是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費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是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，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烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，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備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費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是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費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結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費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比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，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上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107
2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231
3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76
篇（6）
中圖分類號：F126.1 文獻標識碼：A 文章編號：1003 4161(2011)04-0106-03
一、研究背景和文獻綜述
十一五初期，我國經濟出現了較大的通貨膨脹壓力，在實施了七年的積極財政政策之后，轉入穩健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經濟危機波及我國，使經濟出現下滑，為穩定經濟增長，中央政府相機抉擇，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經濟危機爆發之后，各主要經濟體為擺脫經濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復經濟以及緩解債務危機。因此我國整個十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經濟恢復形勢不夠明朗、中東地區局勢不穩，這些帶來的國際流動性過剩、大宗商品價格上漲，都將推動物價總水平進一步上漲。因此預防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰，而預期作用于居民的消費行為，進而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預期對居民消費的影響具有較大的現實政策意義。
一般經濟學理論認為，通貨膨脹預期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內對其支出行為作出調整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權衡取舍關系。認為通貨膨脹預期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預期一般會降低人們的真實利率預期，所以人們在儲蓄與消費之間就會選擇消費。同時DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結論，對于價格上漲的預期可以通過真實利率和對財富的再分配影響居民的消費行為。而另一份基于密歇根大學調查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認為較高且不確定的通脹預期會增加人們對未來的不確定性，從而導致人們降低他們的真實收入預期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調查數據，針對通脹預期對消費者支出進行了研究。結果顯示通脹預期確實會影響人們消費的跨期分配，進一步地，較高的通脹預期，會導致非耐用品和勞務消費支出的增加以及耐用品消費支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點，即較高的通脹預期會導致較高的個人儲蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預期與居民消費行為的論文并不多，與此相關的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數據進行了動態隨機一般均衡模型分析，認為通脹預期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。
二、模型和數據
由于我國目前處于城鄉二元的經濟結構，城鎮和農村無論是從收入水平、消費水平、市場發達程度、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和農村消費行為分別進行分析。
其中城鎮(或農村)人均消費支出反映了城鄉居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎。真實利率是當期消費的機會成本之一，早期研究也證明了在通脹預期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數則是反映未來通脹預期和居民經濟信心的指標。
模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數據，其中被解釋變量為城鎮(或農村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預期等因素對居民消費行為的影響，運用CPI平減的方法對被解釋變量進行了剔除價格因素。其中，由于公布的月度居民消費價格指數是以上年同月為基數的統計結果，為觀察整個十一五期間的價格變動趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數進行處理。CPI采用國家統計局公布的月度城鎮(或農村)居民消費價格指數，調整后再用月度數據獲得調整后CPI的季度內幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(或農村)居民人均消費支出采用國務院發展研究中心居民生活數據庫中的全國季度統計數據。
解釋變量選取與消費行為相關的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預期。其中，真實利率用中國人民銀行公布的三個月定期存款利率，根據每個季度內變化的利率進行平均，求得該季度內平均名義利率，季度內未出現利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當季名義利率。再減去調整后的季度內通貨膨脹率得到實際利率。
城鎮居民可支配收入直接采用國務院發展研究中心居民生活數據庫統計數據，農村居民可支配數據則采用該數據庫統計的“農民人均現金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標均進行了CPI平減，以考察真實可支配收入對消費的影響。
通貨膨脹預期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數。未來通貨膨脹預期指數是消費支出的先行變量，選取該指標在一定程度上避免了通脹預期所反映的通脹水平與消費支出之間的相互影響造成的內生性問題。收入預期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預期指數。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數在2009年第三季度發生統計表示方法變化，按照新算法對之前的指數進行換算，得到新的表示方法下的統一數據。
三、回歸及假設檢驗
城鎮居民消費行為回歸結果：通過第一次回歸結果我們可以看出，真實利率項系數在統計上不顯著，所以考慮利率項數據變動幅度較小，并且我國居民的理財習慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結果如下：
城鎮居民消費行為的回歸結果中，擬合優度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實消費支出，三個自變量系數在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可確認無自相關問題。可以最終得出城鎮居民的消費行為的回歸方程為：
城鎮人均消費支出=2077.769+0.498563城鎮人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預期指數-35.36344未來收入預期收數
該回歸結果表明，城鎮季度人均真實消費受當季度城鎮人均可支配收入、未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中城鎮人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.5元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，城鎮人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當
季度消費約35.36元。
同樣對農村數據進行回歸，結果如下：
回歸結果顯示，真實利率對于農村居民的消費行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實利率變量，由于未來通脹預期指數是我們主要關注的變量，所以予以保留，并考慮到農村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮的差別，以及農村居民消費選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預期指數來替換當期未來預期通脹指數，即改為觀察農村上一期對本期通脹預期對本期消費的影響。
再次進行回歸，結果如下：
農村消費者行為的回歸結果中，可表明變量解釋了多數農村居民真實消費支出，可支配收入和未來預期指數自變量系數在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預期指數在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可拒絕自相關假設。所以認定無明顯自相關問題。
可以最終得出農村居民的消費行為的回歸方程為：
農村人均消費支出=2199.641+0.461609農村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預期指數-49.54699未來收入預期指數(滯后一期)
該回歸結果表明，農村季度人均真實消費受當季度農村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中農村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.46元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，農村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。
四、結論與政策建議
根據上述回歸結果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預期和未來收入預期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預期的提高和未來收入預期的走低會導致居民增加消費，并且未來收入預期的影響大于通脹預期。其次，城鎮居民當期消費受當期未來通脹預期影響顯著，而農村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現居民當期未來通脹預期對下一期消費影響較為顯著的結果。未來收入預期則對城鄉居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉居民消費可以發現，農村居民的消費行為根據預期進行調整的幅度更大，即農村居民的消費行為更易受到預期的影響。我國農村居民規模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預期的上漲和消費者對經濟的信心走低會導致居民消費總需求的上升，進而對物價總水平形成拉動力量，加速通貨膨脹。因此在預防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預期是一個極為重要的工具。
管理通脹預期并不是要使通脹預期減小，而是使之趨于合理，從而防止個人經濟行為的劇烈波動對宏觀經濟產生不良影響。基于上述分析，在我國預防和治理通貨膨脹和管理通脹預期過程中，應注意：
1 完善工資、最低生活保障和養老金等的指數化制度。定期根據物價波動調整構成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯動，以及保持真實收入長期平穩，從而降低收入預期對居民消費行為的影響程度，減少其對物價總水平的順周期作用。
2 形成政策聯動體系，同時增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動是分散的，苛求公眾時刻保持鎮靜和理性又是不現實的。要管理通脹預期，就要使政府政策達到內在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時，政府定期公布政策目標、實施進程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據。政策效果也應及時公布，并說明政策效果與目標的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。
3 提高農民收入，增強農民的“安全感”。從回歸結果看，農民的消費行為受預期的影響較城市大，這反映了農民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農民收入，使農民建立穩定的收入來源，這樣可以提高農民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農民受通脹預期和收入預期影響而增加的支出。
篇（7）
中央財經大學 李濤等
“金融抑制與中國城鎮居民消費”
《經濟研究》工作論文WP394號
中國居民消費率遠低于其他國家，而金融抑制是中國居民消費水平低下、消費率持續下滑的重要影響因素。
理論上，金融抑制會導致消費增長率和未來消費水平下降，而對當期消費水平的影響則取決于財富效應和替代效應的相對大小。基于對微觀家庭數據的分析，真實利率壓低1%，消費增長率將下降0.287%，這解釋了2000年以來中國消費增長率和GDP增長率差異的62.4%。
金融抑制降低了未來消費水平，也降低了當期消費水平，其財富效應大于替代效應。金融抑制導致居民財產性收入和預期可支配收入下降，進而降低居民消費水平，提高居民儲蓄率。
金融系統改革是刺激居民消費、改善收入分配、實現經濟發展方式轉變的重要手段。在經濟發展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促進經濟增長，但在經濟發展后期將嚴重阻礙經濟增長。
同時，金融抑制將導致國民收入分配結構不斷從居民向企業和政府傾斜、居民內部收入分配不斷惡化。而金融抑制也是中國經濟周期的重要決定因素，是中國經濟波動幅度較大的重要原因。
鑒于金融抑制是中國居民消費需求不足、消費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、實現利率市場化不僅是刺激經濟增長、降低波動、實現資源有效配置的手段，也是調整收入分配結構、刺激內需的重要方式。
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入基本前提，在加強金融監管的同時，放松中小金融機構準入、提高金融機構間的競爭程度，以市場競爭方式逐步實現利率市場化，或許是中國金融體系改革的現實選擇。
制度
輸入型制度變遷
麻省理工學院 Dorn Acemoglu等
“激進改革的后果：法國革命”
《美國經濟評論》第101卷第7期
對制度改革而言，普遍存在兩種情況：一種是國家內部進行制度設計，也就是由于國內矛盾而產生的改革；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制實施殖民者自己的制度而無視被占領區的傳統而顯得非常激進。
激進改革通常意味著舊體制有巨大的負面后果。例如18世紀末19世紀初，歐洲的貴族寡頭政治、對貿易和勞務設置的進入壁壘，以及其他要素市場的壁壘，阻礙了歐洲經濟的發展。那么通過殖民形式而導致的激進改革，對經濟又有何種影響呢？
通過對法國革命的研究，發現法國在入侵德國后，在其占領區強制實行了一系列激進的改革，例如實施法國的民法，終結封建制和貴族特權，使法律面前人人平等。
考察這些制度對城市化和經濟增長的影響，發現并沒有造成負面后果，相反這些制度帶來的長期經濟效應非常明顯，極大促進了被占領區在19世紀后半期的城市化和經濟增長。
觀點
環境因素影響長壽
中國科學院院士曾毅
“中國老年人中家族長壽對健康的影響”
北大國家發展研究院簡報第1017期
篇（8）
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（9）
中圖分類號：F014.4文獻標識碼：A
文章編號：1004-4914（2011）08-025-03
價格與消費是兩個相互影響、相互作用的經濟因素，價格水平的變化會直接影響居民消費水平的變化。根據價格曲線也可看出，價格越高，消費需求越低，價格越低，消費需求越高。2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關的肉禽蛋、鮮菜、汽油、柴油、石油、液化氣等商品價格均保持在高價位上運行，人們日常的生活受到了極大的影響。價格作為一個重要的宏觀經濟指標，與宏觀經濟運行有著密不可分的聯系。首先，價格作為一個現象，折射出的是整個宏觀經濟運行狀況的實質性問題。此外，價格在市場經濟運行中，同時扮演著“市場調節器”與“宏觀經濟運行指示器”的雙重角色。因此，物價波動一直是各界普遍關注的焦點之一，物價上漲對居民消費的影響更是值得關注的問題。
隨著我國經濟的不斷發展，物價這一關系到民生的問題，越來越受到重視。認真研究、科學合理地分析物價上漲對居民消費的影響，是我國經濟長期穩定發展的客觀需要。
一、我國物價水平的歷史與現狀
（一）我國歷史各物價水平變動階段
第一階段：1953―1965年（共13年）。這一階段，我國物價水平經歷了一次劇烈的升降，商品零售價格指數增長率出現了一次高聳的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物價水平持續上漲，于1961年到達頂峰，漲幅為16.2％。1962年，零售物價下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差達22.1個百分點。
第二階段：1966―1976年（共11年）。在這一段時期內，我國物價水平的變動幅度極小。商品零售價格指數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（1975年，0.6％）與最低點（1969年，－1.1％）之間的落差只有1.7個百分點。這一時期零售物價的高度穩定，是特定的歷史條件造成的，當時的中央政府直接通過行政手段凍結價格。這樣，盡管經濟在劇烈地波動，而價格水平卻“紋絲不動”。
第三階段：1977―1999年（共23年）。改革開放之后，隨著經濟體制改革的不斷推進，物價水平長期僵持不變的局面被徹底打破，零售物價開始持續上升。1999年的商品零售價格指數上漲為1978年的359.8％。在這一時期，價格漲幅的波動性也變得非常明顯。從1977年到1999年，我國物價漲幅可觀測到4次明顯的循環波動。
第四階段：2000―2007年（共8年）。中國經濟在經歷了1991―2001年的完整波谷―波谷經濟周期后，從2002年起重新進入本次經濟周期的擴張階段。2003年與2004年實際GDP增長速度接近潛在GDP增長速度，而2005年實際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年中國經濟繼承了2005年的強勁擴張趨勢，中國宏觀經濟運行保持高經濟增長與低通貨膨脹的良好配合格局，在增長型經濟周期的位勢上，2006年將構成本次經濟周期的波峰年度。2007年，中國宏觀經濟管理繼續實行穩健的財政政策與穩健的貨幣政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顧經濟穩定的內部平衡目標與外部平衡目標，進一步促進國內需求與國外需求以及投資需求與消費需求對經濟增長的全面拉動，在總體經濟景氣進入本次經濟周期收縮階段后延續其繁榮形態。2007年實際GDP增長速度略低于潛在GDP增長速度平穩回復至潛在GDP水平。
（二）我國現階段物價變動的狀況及原因
物價上漲影響居民的生活，從2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。2007年1―11月份CPI同比上漲4.6%，漲幅比去年同期提高3.3個百分點；尤其是11月份CPI同比上漲6.9%，環比上漲0.7%，創1996年底以來的新高。另外，工業品出廠價格指數、農產品生產價格指數和央行公布的企業商品價格指數等均呈現加速上升的勢頭，已超出各方預期。
從統計數據來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結構性特征，以11月份為例，當月以糧食為代表的食品價格同比上漲18.2%，推動CPI上漲了6.1個百分點，貢獻率達88.6%，其中糧食價格同比上漲6.6%，肉禽及其制品價格同比上漲38.8%油脂價格同比上漲35%，鮮菜價格同比上漲28.6%，鮮果價格上漲12.9%，鮮蛋價格同比上漲10%，水產品價格同比上漲6.8%。而工業品價格和服務價格基本保持穩定，扣除食品和能源項目后，前11個月的核心價格指數僅同比上漲1%左右。
物價上漲是源于多方面的因素,原因之一：國際市場價格的帶動。由于石油價格持續上漲，美國等國家大規模開發生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導致國際市場糧價大幅度上漲，進而拉動了國內糧食價格上升，并影響到以糧食為原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品價格。
原因之二：成本推動。近10年來，我國主要農產品一直低位運行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農產品現在的價格，多數低于10年前的水平，只有個別品種略高于10年前水平。但與此同時，種植養殖成本隨著生產資料價格和農村勞動力價格的上漲而大幅上升，所以，目前農產品價格上漲帶有明顯的恢復性質。
原因之三：供求結構失衡。由于去年上半年生豬價格跌到谷底，導致生豬存欄下降，去年下半年生豬價格開始進入周期性上漲階段。部分地區出現的疫情，也加劇了生豬供應的緊張。
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格的上漲過猛，波及面過大，豬肉的漲價帶動了其他生活資料（如牛羊肉、蛋、奶）價格上漲。這是事關人民群眾（特別是在校學生、進城務工人員、城市低保人群等弱勢群體）切身利益的大事，也是事關全局、事關社會和諧穩定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質量。漲價使多數中低收入城鄉居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉中低收入家庭，尤其對一些縣城的民工生活沖擊較大，感到壓力沉重。
二、物價上漲對居民消費的影響
物價波動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上漲，供給大于需求是物價下跌，供給等于需求時物價穩定。物價波動可以調整市場中商品供求關系，即供給小于需求時抬高物價可以使供求平衡，供給大于需求時降低物價可以促使供求平衡物價波動。
CPI即消費者物價指數(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標，衡量一般家庭（不含共同事業戶）實際購買各項消費性商品及勞務價格變動情形。所得稅、購置土地、住宅及人壽保險等支出不屬查價范圍。
大多數國家都編制居民消費價格指數（CPI）,反映城鄉居民購買并用于消費的消費品及服務價格水平動情況，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年價格水平為基期的居民消費價格定基指數，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標。經國務院批準，國家統計局城調總隊負責全國居民消費價格指數的編制及相關工作，并組織、指導和管理各區市的消費價格調查統計工作。
我國編制價格指數的商品和服務項目，根據全國城鄉近11萬戶居民家庭消費支出構成資料和有關規定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健及個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務、251個基本分類，約700個代表品種。居民消費價格指數就是在對全國550個樣本市縣近3萬個采價點進行價格調查的基礎上，根據國際規范的流程和公式算出來的。
CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100
式中：P――商品價格；Q――商品數量；m――商品的種類；t――現期；0――基期。
公式中，分母表示在需要進行比較的基期里居民對有關商品的支出總額；分子表示居民在現期以現行價格購買相同種類、同樣數量的商品支出總額。
把上述公式用文字簡化表達就是：
CPI=現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）
19世紀中葉，德國著名統計學家厄恩斯特?恩格爾(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利時等國工人階級不同階層的家庭調查資料時，得到一系列數據，在這些數據的基礎上，他發現了一個規律：一個家庭或個人收入越低，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逐漸減少。對國家而言，一個國家越窮，每個國民平均支出中購買食品支出的比重越大，這一規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支出的比重稱為恩格爾系數，用公式表示如下：
恩格爾系數＝(食品支出/全部生活消費支出)×100%
恩格爾定律的原理非常簡單：一個家庭或個人維持生命所必須的食品數量是基本不變的。在這個前提下，恩格爾系數值越小，即食品支出占家庭或個人支出的比重越小，自然就意味著家庭或個人的生活水平越高，反之則說明生活水平越低。因此，可用恩格爾系數來衡量一個國家或地區的居民生活水平和經濟發展成就。聯合國糧農組織于20世紀70年代中期更是將恩格爾系數作為評價國家貧富和地區生活水平高低的重要標準之一：恩格爾系數在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，恩格爾系數同樣受到高度重視，無論是政府機關的工作報告，還是新聞媒體關于本地居民生活水平的報道，都可以見到恩格爾系數蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達到小康”所依據的一個重要指標便是“恩格爾系數”；政府機關很多工作計劃的依據也是本地的恩格爾系數。
恩格爾定律是在假定價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水平：當食品消費數量不變時，物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加。因此，物價水平上升，恩格爾系數就會上升，反之則下降。而影響恩格爾系數的主要因素有收入狀況、物價水平、耐用消費品的消費狀況、福利政策和消費習慣等。其表現為：
1.近年來我國恩格爾系數的下降主要是由于服裝支出、醫療保健支出、交通通訊支出和住房支出的不斷增加造成的：當居民購置住房等耐用消費品時，在個人可支配收入一定的情況下，用于食品的支出就會減小，因此恩格爾系數會下降；當老百姓對醫療、住房、交通等方面的支出增加時，在個人可支配收入一定的情況下就會擠占對食品的消費，從而導致恩格爾系數的下降。
2.隨著家庭設備用品消費的增多，恩格爾系數是上升的：當居民的個人可支配收入剛開始增多時，生活消費會從溫飽型消費轉向營養型消費時，谷物在食物消費總量中所占比重會不斷減少，肉乳品及精細食品所占比重不斷增加，因此，在生活剛剛開始好轉的某段時間內，恩格爾系數會隨著收入的增加而上升；家庭設備用品相對于一般消費品來說，使用期限較長，單位產品價格較高。居民為了購買耐用消費品，一般要經過一段時間的儲蓄，在維持基本生活的食品支出不變時，其它各項消費性支出就會減少，因此積累期的恩格爾系數會上升。
3.當消費者物價指數上升時，恩格爾系數是上升的：食品消費數量不變時，消費物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加，從而導致恩格爾系數的上升。
4.物價水平的高低直接影響居民消費的水平。自古以來民以食為天，因此，居民對食品價格非常敏感，稍有異動就會引起居民的廣泛關注。由于食品價格的大幅上漲，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。生活必需品價格上漲，必然帶來居民生活消費支出的增加，因為食品這類生活必需品消費彈性小，替代效應不明顯，不管價格是否上漲，必須得消費。價格上漲抑制了居民的消費欲望，通常物價上漲時，人們為了緩解這一壓力，不得不降低消費檔次，減少消費數量來滿足生活的基本需求，也就造成了消費量的下降，生活質量的降低。
綜合以上分析，消費品價格特別是食品價格的大幅上漲，給中低收入居民家庭生活帶來一定困難，其生活質量有所下降。具體表現在：一是采取買價廉質次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應對急需。三是改變消費行為和消費習慣，減少非必需品的消費。交通通訊、醫療保健支出成為壓縮對象。四是主要消費品價格的快速上漲，還給低收入居民家庭增添了沉重的精神負擔、心理壓力和價格預期。
三、建議
綜上所述，提出以下建議：要加強價格監控和調控，大力提高居民收入的同時，積極促進居民消費。政府應堅決制止搭車漲價和哄抬物價的現象，維護市場的穩定；對房地產業等價格過高的行業采取切實有效措施抑制商品房價的過高過快上漲；對低收入階層在擴大就業、提高低保水平、確定最低工資標準等方面出臺操作性強的政策；培育新的消費熱點，鼓勵和引導合理消費，提高居民消費能力，從而帶動消費對經濟增長貢獻度的大幅提高，促進經濟的持續快速發展。從中長期來看，我國經濟面臨的主要矛盾仍然是有效需求不足問題。當前的宏觀調控重點，既要控制投資過快增長，緩解資源瓶頸，加強對通脹的預警和疏導，又要千方百計地積極培育市場和有效擴大消費，緩解消費品市場供大于求的矛盾。
主要解決方案：
1.應適當調整擴張性的財政政策，我國投資增長速度過快，經濟局部過熱與多年來實施積極的財政政策且投資結構欠合理無不關系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經濟結構的失衡，適度調整擴張性的財政政策是很有必要的。
2.遏制盲目投資和低水平重復建設，緩解對生產資料的過度需求。一是堅決遏制某些行業和地區盲目投資和低水平重復建設。二是加強和改進信貸管理，人民銀行要按照國家產業政策要求，加強“窗口”指導，商業銀行要增強風險意識，強化信貸審核。三是對不符合國家產業政策的行業制定限制性價格政策，控制這些行業的盲目擴張。同時，加強對煤、電、油、運的協調，緩解瓶頸制約。
3.努力促進糧食增產，增加糧食供給，使糧食價格回升到一個合理水平。由于以糧食為基礎的食品類價格占居民消費價格的權重大，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，保持糧食價格基本穩定、合理回升至關重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導糧價穩步回升，逐步達到一個合理區間。二是要加強農資價格監管，穩定農資價格，穩定糧食生產的物質成本。三是要在糧食生產方面給予稅收、信貸、價格等政策優惠，減輕種糧農民負擔，保護和激發農民種糧積極性。
4.加大對房地產市場的調控力度。首先，房地產市場價格的快速上漲構成物價水平上漲的一個方面，而且對消費者的消費預期和消費能力具有直接而重要的影響；其次，房地產業的產業關聯度較大，對房地產的過度投資構成了能源、原材料供給緊張的一個重要原因；再次，從房地產市場的價格的具體波動情況來看，土地價格和商品房價格上漲較快，而土地租金價格上漲有限。這說明，房地產市場的供給和需求以及與此相關的價格波動具有泡沫成分，這可能隱含著巨大的金融風險。因此，加強對房地產市場的調控是控制物價上漲和金融風險的良策。
5.對貨幣供應量的超速增長進行適當控制。貨幣供應量的超速增長是導致近期物價上漲的原因之一，所以今后一段時間，要對貨幣信貸過快增長進行調控：一是要加大公開市場業務力度，對沖因外匯占款投放的基礎貨幣；二是對金融機構進行“窗口指導”，提高金融機構資產質量，適度控制貸款規模；三是要解決長期機制問題，進一步探索和完善人民幣匯率形成機制，促進國際收支平衡，解決外匯占款導致的基礎貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調控更加有效。但要注意，這種調控只能是微調，力度不宜過大。這是因為，一方面緊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，但卻無助于結構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現，如果實際信貸規模出現大幅下降，在短期內對快速增長的經濟會產生很大的擾動。一旦投入產出的鏈條被人為割斷，可能會產生更多的問題，甚至重新回到通貨緊縮的泥潭里。
6.加強價格監測分析工作，建立價格異常波動應急機制。價格監測是價格決策和宏觀調控的基礎，要突出監測重點，完善有關制度，密切關注國際國內市場供求狀況和價格走勢，善于發現傾向性和苗頭性問題，建立應對價格異常波動的應急處理機制，及時提出控制價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域的農村居民消費特征的必要性進行了分析，利用空間經濟學模型對1986—2012 年吉林省9 個地市的面板數據進行分析，并得出結論，即不同地市的農村居民消費呈現空間集聚現象，9 個地市的農村居民消費具有空間自相關性，在此基礎上，提出各級政府在制定促進吉林省農村居民消費時，要考慮消費引導的空間作用機制等建議。
關鍵詞 ：地市區域；農村居民消費；空間自相關檢驗模型
中圖分類號：F126 文獻標志碼：A 論文編號：2014-0938
基金項目：吉林省教育廳項目“吉林省農村居民消費不足問題研究”（吉教科文合字[2013]第382 號）；吉林省教育廳項目“居民收入分配差距對吉林省經濟增長影響研究”（吉教科文合字[2013]第505 號）；吉林省教育科學“十二五”規劃課題“吉林省高等教育投入與經濟發展協調研究”(ZC12092)；吉林省社會科學基金項目“吉林省農業機械化發展的系統分析與對策研究”(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。通信地址：130012 長春市新電臺街63 號吉林交通職業技術學院管理工程分院，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。通信地址：130022 長春市衛星路6543 號長春大學管理學院 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，國際經濟形勢受到歐債危機和全球經濟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業大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應對這種沖擊，吉林省應該從發展方式轉變上看待問題，要積極擴大內需，特別是要加快形成主要依靠消費需求拉動經濟增長的格局。吉林省通過改變三駕馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費放到了首位，統括擴大居民消費需求實現吉林省經濟增長的長期目標。吉林省是農業大省，擁有1492.7 萬農村居民，因此如何解決吉林省農村居民消費問題是擺在吉林省各級政府面前的一個關鍵問題。因為吉林省農村居民的消費長期低迷，其消費率一致持續在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省[1]。而吉林省的農村居民消費所占比重卻持續降低，從1980—2012 年的32 年間下降了近26 個百分點，因此，如何提高吉林省農村居民的消費水平，引導吉林省的農村居民朝著正確的消費方向前進，也是促進吉林省農村經濟增長，調整好經濟結構，促進吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農村居民消費又存在著區域性的不同特點，特別是吉林省不同地市的農村居民消費水平不同，消費結構也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農村居民消費水平不同的問題，防止經濟在不同地市之間的不均衡和集聚現象，同時也是吉林省各級政府改善民生，制定相應經濟政策和消費政策的重要內容之一。筆者根據吉林省的省情，并對吉林省地市區域的農村居民收入和消費價格指數的空間依賴性進行分析，分析吉林省不同地市的農村居民消費的區域差異和集聚特征，為吉林省制定相關政策提供有價值的參考。
1 文獻回顧
理論界認為，消費是一個國家不斷向上發展的根本動力，消費是現階段投資、消費、出口等“三駕馬車”中最重要的一部分，是社會再生產總過程中的重要組成部分。關于居民消費問題的研究已不鮮見，一般是通過消費函數對某一個地區的消費進行估測[1]；通過擴展性線性支出系統模型來計算當地的恩格爾系數[2]；也有的通過擴展性線性支出系統模型來計算消費傾向，進而進行消費結構的彈性分析等[3]。學者王進[4]對中國的農村居民消費進行了不同區域的分類，并總結出不同區域的消費特征；韓爽[5]分析了世界金融危機對中國不同區域的影響，通過對拉動區域經濟增長的主要動力的具體分析，闡述擴大內需政策對促進區域經濟發展的意義；學者Ravallio[6]通過對區域性經濟與農村居民消費的經濟模型的研究來分析不同地域的農村居民消費問題；鮮祖德[7]利用消費函數探討了擴大內需的辦法，通過消費力度來解決農村地區的經濟發展滯后問題；相麗馳等[8]為了研究浙江的農村居民消費需求問題，使用了擴展線性支出系統模型；林江鵬等[9]采用經濟計量函數模型研究中國不同區域的城鄉居民收入與消費的支出關系；鄭春梅[10]、胡燕京等[11]、張錦宗等[12]也利用不同的計量模型，對不同區域的農村居民消費進行了探討。
但是，作者通過中國知網上的相關文獻查找可知，通過空間相似性、消費空間分布格局等方面進行研究農村居民消費的文獻并不是很多。調查顯示，吉林省地市區域的農村居民消費即存在顯著的差異，同時又存在著顯著的集聚現象，農村居民消費存在著明顯的不平衡。根據吉林省各地市的統計公報可知，長春市2012 年的農村居民家庭平均每人全年生活消費支出為5855 元，比上一年增長了9.3%，是白城的3.69 倍，可見吉林省地市區域農村居民的消費空間區域差異比較顯著，而且還存在著集聚現象，分析吉林省地市區域的農村居民消費與收入之間是否存在著空間的依賴性，分析吉林省地市區域的農村居民消費是否會產生空間差距現象，以及分析產生空間差距現象的原因，等等這些分析都是為提高吉林省各個地級市的消費水平、解決各個地級市消費不均衡，從而提高整個吉林省的消費水平。
2 空間計量模型的相關理論
筆者利用空間自相關檢驗模型(Global SpatialAutocorrelation)[13-14]，根據變量選擇不同的數據并進行處理，對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析研究。全域空間的自相關是從整個區域空間來探討吉林省不同地市的農村居民消費的空間分布情況[15-17]。Moran I 的基本公式見式(1)。
利用式(4)和式(6)的差值來檢驗吉林省n 個地市區域的農村居民消費是不是存在著全域空間的自相關關系。根據文獻[12]中資料可知，空間計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是隨機誤差項向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，這里就不再贅述。
3 吉林省地市區域農村居民消費特征研究的實證本論文把吉林省地市區域農村居民人均消費作為被解釋變量，把吉林省地市區域的農村居民收入水平、價格水平為解釋變量，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 個地級市進行回歸分析，以此來驗證凱恩斯的絕對收入假說。數據來源吉林省各年統計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格指數，就用居民消費價格指數代替，因為分析的空間狀態，所以利用消費價格指數不會影響具體的分析結果。為了檢驗吉林省各地市區域的農村居民消費的差異與集聚的規律，本文擬提出2 個假設作為檢驗的工具，第一個就是假設吉林省各個地市的農村居民消費行為滿足于凱恩斯絕對收入假設理論。第二個就是假設吉林省地市區域的農村居民消費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表示消費額，Y 表示收入，P 表示消費價格指數，α與βi(i=1,2)為待估參數，βi表示為邊際消費傾向，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域的農村居民的消費支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012 年的數據進行分析，所獲得的9 個地市區域的計算結果參見表1 所示，擬合優度為0.8725，大于0.8，F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βi 是0.8014，P 是0，這也說明了吉林省地市區域農村居民收入決定消費，而且邊際消費傾向還比較大，所以，滿足第一個假設吉林省農村居民消費符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。
根據表1 的結果可以看出來，模型是成立的，但是模型中還反映出來模型中應該有的常數項沒有顯現出來，再有就是價格變量的假設檢驗接受了原假設為0，說明該模型反應的結果與現實生活相違背，這不符合常理，這可能是因為吉林省不同地級市所處的地理環境不同，經濟發展不同，消費文化和消費偏好不同等緣故。所以如果利用傳統的消費截面數據分析解釋不了顯著的區域空間差異對消費的影響范圍和程度的。因此對解釋地市區域農村居民的消費與收入、價格間的復雜關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 的統計量和零假設檢驗來估算吉林省各地市區域之間農村居民消費的相關性。從表2 的結果來看，1986—2012 年期間9 個地市區域消費（根據常理，為了不出現偽回歸，ECQ 取對數）的Moran I 平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關假設的概率也都在0.05 以下，說明了吉林省內相鄰的地市區域的消費水平存在著一般意義的正相關，從這一點來看第二個假設是成立的。
最后再以2001 年和2010 年為例進行分析。圖1和圖2 是2001 年和2010 年吉林省各地市區域人均消費Moran I 指數散點圖，根據空間自相關檢驗模型計算得到Moran I 的2001 年和2010 年統計值，吉林省9個地市區域農村居民消費指數2001 年Moran I 為0.4307，2010 年Moran I 為0.4425。通過計算結果可知，吉林省農村居民消費行為表現為，消費水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費水平也相近。
圖1 和圖2 是2001 年和2012 年吉林省9 個地市區域的農村居民消費位于四個象限內的空間Moran I 散點分布情況，圖中反映了地市區域農村居民消費行為的空間集聚特征，下面來驗證第二個假設。由圖1 可知，2000 年長春位于第一象限，屬于高-高的自相關關系的集群，松原和四平屬于第二象限是低-高的負空間自相關關系集群，白城、通化、白山、遼源等地市在第三象限，是低-低的空間自相關關系的集群，吉林市和延邊朝鮮族自治州在第四象限，是高-低的空間自相關關系。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-高的自相關關系的集群，松原在第二象限是低-高的負空間自相關關系集群，白城、通化、白山、遼源4 個市位于第三象限，也是低-低的空間自相關關系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關關系。
因為本論文中線性回歸模型中的最小二乘估計忽略了空間效應，導致了所設定的模型不合理。為了進一步驗證是否存在著空間的自相關性，在吉林省范圍內進行了地市區域農村居民消費的空間滯后和空間誤差模型檢驗，檢驗方法詳見
參考文獻[12]，檢驗結果詳見表3。
最后要把表1 和表4 中的檢驗結果進行對比分析，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 的值也發現，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 模型是相對較優的模型。再從參數的估計結果來看，SEM模型的常數項為4497.62 元，是吉林省9 個地市區域農村居民的一年基本消費的平均水平，價格指數前的參數為-45.9921，表明價格的上升對于農村居民的消費下降有強烈的反映，但是SLM模型的常數估計結果為負數，價格指數前的參數為正數，不符合經濟事實，綜合上面的分析，SEM模型是最優的模型。
從表4 中可以看出，吉林省的各個地級市的農村居民消費在各個市域之間存在空間的擴散效應，說明吉林省相鄰地級市之間消費是互相影響的，而且地市區域的消費也具有空間的相互影響現象。雖然在表4中顯示的價格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗，可是卻沒有通過1%的檢驗，這也充分證明了吉林省的物價還是比較穩定的，農村居民消費的物價彈性小，這是主要是因為吉林省各個地市區域的農民消費基本上都集中在生活必需品，價格方面的作用不是很強，因此對消費量的影響不是很大。
4 結論
筆者借助空間經濟計量模型，在考慮到空間因素影響的條件下，探討了吉林省地市區域的農村居民消費所具有的特征，通過研究表明：
（1）吉林省不同地市間的農村居民消費呈現出空間集聚現象。經濟發展水平決定了消費水平，由于吉林省相鄰地市的經濟水平相當也就導致了相鄰地市的消費水平也接近，消費模式也是伴隨著當地經濟發展而定的。自從吉林省實行了長吉圖開發開放先導區的國家戰略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經濟聯動增長提供了動力支持，只有農村居民的收入水平提高了，才能提高消費水平。農村居民的消費環境不好，消費理念、消費文化也比較低，導致消費性價比也比較低，不僅如此，農村居民還存在著習慣于維持性消費和示范和攀比的現象。
（2）吉林省9 個地市的農村居民消費具有明顯的空間自相關性。利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析，反映出吉林省地勢區域的農村居民消費具有明顯的空間依賴性，地理空間效應對吉林省9 個地級市的農民消費起著一定的作用。通過前文中的檢驗可知，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民消費的變化規律及其影響因素的空間作用機制。
（3）吉林省在制定農村居民消費政策時應該考慮空間的相關性。根據吉林省的地圖來看，地域狹長，區域跨度較大，各個市域的發展各不相同，從地市區域的范圍來看，每個地級市的消費結構都不一樣，消費存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農民可以說有著傳染性，存在著溢出效應，基于此，吉林省在制定農村居民消費政策時就應該把空間相關性考慮進來，同時制定政策時要向發展比較落后的地市傾斜，通過穩定物價，建立完善的社會保障機制，增強消費信心，改進農村地區銷售網絡，完善農村基礎設施問題等下功夫。
5 討論
（1）針對居民消費方面的研究有很多，以往的文獻主要是針對收入與消費之間的關系進行分析，如果說采用計量經濟模型進行分析，一般采用的都是利用誤差修正模型或者是采用擴展的誤差修正模型進行研究，如果針對多個地區進行不同時序的研究就會采用面板數據模型，但是面板數據模型只能反映出各個主體之間的差別，不能反應某一主體發生變動時對周圍各個主體帶來的影響以及相互之間的依賴性，而空間相關模型就解決了這一問題。
（2）根據空間經濟學理論，任何經濟活動都不能脫離其特定的空間載體。本論文采用Moran I 的統計量對吉林省9 個地市的農村居民消費的空間性進行了分析，可以認為，該理論不僅應用于消費，而且還可以應用到金融、氣候、投資等各個方面。
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