关键词：杭州市 ，城镇居民；消费结构；恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型
第一章 绪论
1.1 论文选题的学术和实用意义
中国消费市场的发展态势，既是我国新一轮经济增长的隐患和契机，同时也是撬动世界经济的杠杆。目前，我国经济增长过分依赖于投资与出口，对消费需求的重视严重不足，这必将导致经济增长原动力的倾斜，抑制国民经济的健康和可持续发展。我国城镇居民消费一直是构成我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，消费需求的发展趋势很大程度上反映了国民消费需求的发展趋势，扩大消费内需的关键在于发展城镇的消费需求，刚起步的消费市场才是未来我国消费市场的重点和热点。其重要性不仅体现于庞大的市场规模，也体现于巨大的市场潜力。马克思在《资本论》中说:“没有离开消费的生产，消费为生产提供最终的动力”。在经济学 GDP 分析中，消费、投资和净出口被誉为拉动经济增长的“三驾马车”，其中作为总需求构成因素之一的消费需求对经济增长具有持久的推动力。最终消费是由居民消费和集团消费两部分组成，居民消费又可分为城镇居民消费与农村居民消费两类。随着我国计划经济体制向市场经济体制的转轨，国民经济基本保持健康平稳的发展，社会产品日益丰富，居民生活消费选择空间不断加大，消费对生产供给及国民经济发展的反作用力越来越明显。
消费作为国民经济活动中的重要一环，在经济生活中特别是对经济的增长起着根本性的作用。这主要体现在：从需求方面看，消费对经济具有直接与间接拉动作用；从供给方面看，消费能够创造出生产发展所必需的人力资源，从而创造出社会生产力；从均衡性角度看，消费又起着“自动稳压器”的作用，防止国民经济大幅度地波动；从结构方面看，消费结构变动是产业结构变迁的根本动因，可引导产业结构不断地升级，促进经济增长。从理论上讲，消费结构问题是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。居民的消费结构，不仅仅涉及消费领域的问题，更是社会再生产过程中的一个重要问题。从社会再生产过程来看，衡量一个国家经济发展的水平和层次，衡量一个国家国民经济运行的状况是处于良性循环状态还是处于不良运转时期，关键问题之一就是看居民的消费结构是否合理。进行消费结构的分析研究，对了解居民自身的合理消费、社会消费水平、社会经济结构及其变化以及进行宏观经济调控、平衡市场供给与需求，都具有很重要的作用。就杭州市区城镇的情况来说，经过改革开放二十几年的发展，特别是自 1995年杭州市以来，居民生活水平有了跨越性的提高，当前正处于从初步小康型向全面小康型转变的关键时期。同时，杭州市国民生产总值的增长和居民收入水平的不断提高，城镇居民家庭生活消费水平，特别是消费结构较以往发生很大变化。细致地研究近几年来杭州市居民的结构变化状况，系统地把握消费结构变化同经济增长的关系，对准确把握居民消费需求、促进居民消费具有指导意义。从经济发展的角度，微观方面，可以为企业、商品生产者组织生产、合理决策提供现实参考；宏观方面，可以为本市的产业结构调整和国民经济的宏观决策提供依据，达到优化产业结构、合理配置资源、促进经济稳定增长的目的。
1.2 论文研究目的，内容和技术路线
① 研究的目的
1）利用理论分析和实证分析的方法了解杭州市城镇居民消费消费支出结构变动的特征，寻求影响杭州市区城镇居民消费变化的因素。
2）通过恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型对城镇居民消费结构进行研究分析
3）根据消费变动的原因和与经济增长的关系，得到合理化结论，为政策制度的建立和完善提供依据。
② 研究的内容
研究是以杭州市城镇居民消费结构变化为考察和分析对象，研究的时期主要是 1995 至 2008年杭州市城镇居民消费状况。主要研究内容：
1）概述城镇居民消费结构的基础理论和内涵，消费结构变化及发展的一般趋势和意义，论述城镇居民消费结构变化对经济增长的影响。
2）运用恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型，计量经济分析方法、统计分析方法和比较分析法，对杭州市城镇居民消费结构变化进行分析，对城镇居民家庭消费结构的变化和特点进行分析，找出消费变化中存在的问题，提出合理化对策建议。
③ 技术路线
1）首先是对消费结构的综述，描述国内外的消费结构的研究，再对消费结构概念和应用的阐述。
2）然后是对杭州市城镇居民的消费统计数据和家庭消费数据样本进行分析，根据需要选取建立消费函数、扩展线性支出系统(ELES)模型的方法，对杭州市城镇居民消费影响因素变化和特征进行实证分析，找出影响的主要因素。
2）再是对城镇居民的消费结构研究方法的一个总结。
3）最后从实证论的角度，论述城镇居民消费结构变化与经济增长之间存在着相互联系、相互依赖、相互补充、相互促进、相互制约的关系。针对主要影响因素给出促进经济增长的可行性对策建议，给出政策制度的合理依据。
1.3 国内外研究现状综述
1.3.1 国外消费结构的研究综述
西方对消费结构的研究较早，17 世纪末，乔治金对曾对工人阶级生活消费进行了系统的研究，当时消费结构被称为“预算分析”或“收支研究”。他不仅从宏观的角度分析了国家消费支出的构成情况，还从微观的角度分析了英国家庭的生活消费支出结构。最早提出“消费结构”这一概念是在 19 世纪末 20 世纪初，爱德华迪克佩蒂阿格兹收集了不同社会阶层、不同收入组的消费结构资料，并首次提出家庭消费结构消费支出的分类方法。弗里德里克勒普拉尔对消费结构的研究主要是调查每一家庭的生活收支情况，目的为了社会改革服务【1】。 研究消费结构最突出的代表人物就是德国统计学家和工程师恩斯特恩格尔，1857 年他在研究当时欧洲大陆居民几十年的消费数据，特别是居民的食品消费与总消费以及与总收入之间的关系后提出：一个家庭收入越少，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越大；反之，一个家庭收入越多，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越小【2】。这就是世人所熟知的著名的“恩格尔定律”。马克思在分析社会资本再生产时，把社会生产两大部类中的生产消费资料的部类进一步区分为生产必要生活资料和生产奢侈消费资料这样两个分部类【3】；此外在《剩余价值理论》中，马克思把消费品区分为以商品形式存在的消费品和以服务形式存在的消费品【4】。这实际上以宏观的角度分析了消费结构。恩格斯也曾把消费资料划分为生存资料、享受资料和发展资料，揭示了人们的消费结构从低向高发展的历史进程。列宁则更明确地指出过：“一定的消费状况是比例的要素之一”，他还概括了需求上升规律，即一个国家的生产率较高，工人的工资也较高，满足的需求也就较多【5】。这些都是对消费结构的阐释。当代西方消费经济理论是在古典消费经济思想和理论的基础上发展起来的，其主要内容包括：消费者行为理论、消费函数理论、消费结构理论、消费水平理论、消费品的供给和分配中的政策和技术问题等等。近现代许多西方学者对消费理论提出了各种假说，如凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝里的相对收入假说，弗里德曼的持久收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等，为消费结构的研究奠定了理论基础。到了 20 世纪 60 年代，西方经济学家开始把家庭作为消费决策的基本单位，分析消费结构。其中，希尔提出“家庭文明”分析，斯梅尔塞等提出家庭消费支出功能分析，威廉威尔斯和乔治古伯尔利用“家庭生命周期”对消费行为进行分析，体现了消费结构在家庭消费中的变化趋势。在研究方法上，恩格尔定律被提出以后，它的适用性得到了现代西方经济学家普遍认同，随着经济学家对消费结构变化的不断研究，按照恩格尔定律的基本规律，得出了衣着消费支出类似食物消费支出的变化规律，称之为恩格尔定律的引申定律。在研究各国居民生活水平时，经济学者经常使用恩格尔系数来表达自己的学术观点，也是定量研究消费结构的开端。最近几年，消费结构的主要研究方法是线性支出系统模型及扩展的线性支出系统模型。线性及扩展的线性支出系统是用收入水平、价格水平等做解释变量，只能反映总支出和价格变动对消费结构的影响，对一些潜变量对消费结构的影响，如地区因素、收入分配因素、预期因素等潜变量对消费结构的影响无法显现出来。因此，一些国外学者提出用面板数据的方法研究消费结构，即用 PanelData 方法分解潜变量对消费结构的影响，主要代表人物有乔晨、马蒂尔斯和塞维斯特，该方法在消费结构研究中有着广泛的应用前景，使消费结构研究进入了崭新的阶段。
1.3.2 国内消费结构的研究综述
我国对消费结构研究起步较晚，发展迅速。著名经济学家董辅礽教授在 1963发表的《关于消费问题的探讨》一文中指出“社会主义社会劳动者的消费构成，一方面是由他们的需求结构决定的，另一方面是由消费基金的物质构成决定的。”这里的消费构成等同于消费结构。改革开放后，党和政府开始对此高度重视，消费结构的研究真正活跃起来，对消费结构的全面深入的理论研究开始进行，从“六五”起到“九五”国家都将消费结构方面的研究列为社会科学研究基金项目。1983 年由尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》填补了我国经济科学一个空白，开拓了经济理论研究的新领域。在这部著作中，尹世杰教授专门分章系统研究了消费结构问题，是我国进行消费结构理论研究的开端。
八十年代中期至上世纪末是我国消费结构理论发展的十分重要的阶段，在这十几年里相继出版了几部专门研究消费结构的专著，包括中国社科院杨圣明教授于 1986 年所著的《中国消费结构研究》；山东大学林白鹏教授于 1987 年所著的《中国消费结构学》和1993 年所著的《中国消费结构和产业结构关联研究》；尹世杰教授于 1988 年所著的《中国消费结构研究》和于 2000 年所著的《中国消费结构合理化研究》。这些著作把中国消费结构学的研究推上一个又一个的新台阶，并且基本构筑起了我国现有消费结构理论体系。杨圣明教授在《中国消费结构研究》中从宏观和微观两个方面入手，研究了消费结构及其之间的相互关系，书中建立了数学模型和对消费结构的预测方法，这些方法至今仍有较大的借鉴意义。林白鹏教授《中国消费结构学》中把消费结构作为一个要素放在社会再生产这个大系统中研究，指出：“消费结构的变化的不同阶段是生产力一定发展水平的反映，在社会主义国家研究消费结构有特殊意义”。在《中国消费结构与产业结构关联研究》中，林白鹏教授首次将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。他认为产业结构和消费结构是两种相辅相成的经济要素，产业结构只有适应消费结构的变化，才能从根本上解决生产与消费的矛盾，使产业结构的调整与人民生活水平的提高结合起来。
尹世杰教授的《中国消费结构研究》一书是以我国居民的生活消费结构为着眼点，以消费需求为始点，以经济、社会、文化等影响消费结构的诸因素为内容，以消费结构合理化为目的，并以满足人民群众消费需求和提高消费质量为终点，建立了自己的消费结构理论体系。为解决我国经济发展中居民消费结构出现的新情况给予了理论指导。他的新著《中国消费结构合理化研究》更反映了当代消费结构研究的最新成果，开创了消费结构研究的新局面。在对现阶段我国消费结构定量的研究和预测方面，江西财经大学的董福荣教授从中国家庭消费结构方面入手；山东大学藏旭恒教授从居民资产与消费选择行为关系方面研究，在他所著的《中国消费函数分析》中，研究了消费结构、消费倾向、消费的收入弹性以及和利率价格的关系；国家计委宏观经济研究院范剑平研究员以及孙凤研究员分别从居民消费与经济发展关系方面和消费行为数量研究方面作了深入研究。这些研究使得我国对消费结构学的研究理论系统逐步发展和完善，为推动经济发展打下坚实的基础。
1.3.3 居民消费结构与经济增长关系的研究现状
国内关于居民消费对经济增长影响的研究，长期以来得到论证，居民消费是拉动一个国家或地区经济增长的源动力。大量文献对于城乡居民的消费对经济增长的影响力度进行了具体分析，提出了城乡居民的消费对经济增长均有很大影响但是力度不同的观点。在消费对经济的促进作用方面，国家统计局课题组通过对中国居民购买力水平的实证研究，得出“提高城乡居民购买力水平是扩大内需的关键”结论；河北经贸大学课题组经过实证分析，得出推动经济增长的主要因素是内需的增长，投资对经济增长的贡献小于消费对经济增长的贡献率。刘缉川在《江西农村居民消费研究》一文中认为消费是经济增长的主要动力，对经济增长具有重要的拉动作用，对人力资本具有创造作用，消费还是防止经济萧条的稳定力量。
常欣在《供给与需求结构双向调整》中指出，目前中国经济增长的格局已由“资源约束”转为“需求约束”，消费在一定程度上会制约经济的增长。敖琴在《缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求》中认为，占全国人口总数三分之一的城镇居民消费占了全国居民消费的 70%左右，城镇经济在国家经济中占据着主导地位，其发展水平将直接影响我国经济的发展速度与水平。城镇居民消费对整个社会经济的增长做出了巨大贡献，其变化将直接引起市场供求的变化。这些变化将关系到城镇自身乃至全社会的发展。从消费结构与经济持续增长关系的角度，经济发展史表明，经济增长促进消费结构升级，消费结构升级推动经济增长，两者互为条件、相互促进。刘树信《改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考》一文，研究了山西省消费结构改善拉动经济增长，论述了应该如何按照消费的要求对产业结构进行调整。张泽一的《城乡居民家庭消费水平、消费结构对经济增长的影响》，文章论述了消费结构是如何通过产业结构对经济增长产生影响的问题。
黄丽馨的《广西消费结构与产业结构关联的实证分析》，在文章的论述中提出了消费结构通过产业结构优化促进经济增长的思想。在家庭消费结构方面，高荣升《中国城镇居民消费行为与特征研究》中对比考察一些典型国家居民家庭消费结构的变化特点，通过借鉴和参考这些国家的经验，以实现我国家庭消费结构的优化。余金凤《论我国居民家庭消费结构的优化》指出家庭消费结构是整个消费结构的基础。我国经济要持续保持适度增长和协调发展，必须始终保持国内消费市场对经济发展的有效拉动，扩大国内消费需求，优化家庭消费结构。由于众多经济学家的不懈努力，我国的消费结构理论体系已经基本成形，其主要内容包括消费结构的类型、影响消费结构的因素、消费结构合理化的指标和途径、消费结构的差异、消费结构的国际比较以及消费结构与产业结构的关联等，为我国消费结构理论研究的发展做出应有的贡献。
第二章 消费结构的基础理论
消费结构理论是消费经济理论的重要组成部分，消费结构的研究将宏观经济中的消费理论与消费实际联系起来，为宏观消费问题提供了实证研究的角度、方法及应用。
2.1 消费结构的基本概念
致谢
时光如白驹过隙，转眼间，我已经在上海海洋大学度过了近4年难忘日子。在本文完成之际，我要向这几年里所有关心和支持我的老师和朋友们表示我诚挚的谢意!在这即将告别校园、走向社会的时刻，我由衷地感谢给过我指导和帮助、鼓励和欢乐的师长、朋友和家人。
在校学习期间，我在学习和生活上得到了老师们无微不至的关怀和帮助。老师们严谨的治学态度，渊博的学识，宽厚豁达而正直随和的为人风范，令我敬仰，永远是我学习的榜样。从治学态度到治学方法，从做学问到做人，都给了我莫大的启迪，让我受益终身。
我要感谢我尊敬的老师们。四年来，老师们悉心教授了我各方面的知识。特别是郑奕老师，本文从选题、构思、成文都倾注着老师的心血。在此，谨向我尊敬的导师致以诚挚的感谢!其次，我要感谢陪伴我度过四年大学生活的同学和朋友们。他们不仅让我的生活变得丰富多彩，而且帮助我克服了生活和学习中的一个个困难。这些珍贵的情谊我会永远珍惜。最后，我要感谢我的父母家人。他们无论在物质还是精神上都给我了极大的支持，他们的教导让我少走了很多弯路，他们的关爱让我充满了勇气与信心。
我所取得的任何成果都是老师，朋友和家人支持的结果，在这里我忠心祝愿他们生活幸福、身体健康！
感谢!
参考文献
[1] 董福荣. 中国家庭消费结构透视[M]. 北京：经济管理出版社， 1999， 51-52.
[2] 林白鹏. 中国消费结构学[M]. 北京：经济科学出版社， 1987， 26-27.
[3] 《马克思恩格斯全集》第 24 卷. 北京：人民出版社， 1972 ， 448-449 .
[4] 马克思. 《剩余价值学说史》第 1 卷. 北京：人民出版社， 1975 ， 4 .
[5] 《列宁全集》第 4 卷. 北京：人民出版社， 1984 ， 44 .
[6] 杨圣明. 中国消费结构研究[M]. 太原：山西人民出版社， 1986 .
[7] 尹世杰. 中国消费结构研究[M]. 上海：上海人民出版社， 1988.
[8] 刘缉川. 江西农村居民消费研究[J]. 中国农学通报， 2003.2 .
[9] 常欣. 供给与需求结构双向调整[J]. 科学决策， 2002.5.
[10] 敖琴. 缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求[J]. 农业经济， 2005.4 .
[11] 刘树信. 改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考[J]. 经济问题， 1999.7 .
[12] 黄丽馨. 广西消费结构与产业结构关联的实证分析[J]. 改革与战略， 2000.4 .
[13] 高荣升. 中国城镇居民消费行为与特征研究[D]. 武汉理工大学， 2003.
[14] 余金凤. 论我国居民家庭消费结构的优化[D]. 湖南师范大学， 2004.
[15] 尹世杰. 社会主义消费经济学[M]. 上海：上海人民出版社， 1983， 111.
[16] 程岩. 信息经济的社会信息化水平的测定[J]. 情报资料工作， 1993.5.
[17] 尹世杰. 消费经济学[M]. 北京：高等教育出版社， 2003.
[18] 刘方域. 消费经济学概论[M]. 贵州：人民出版社， 1984， 117.
[19] 厉以宁. 消费经济学[M]. 北京：人民出版社， 1984， 157-160.
[20] R. Stone: "Linear Expenditure System and Demand Analysis: An Application to the Patern ofBritish Demand"， Economic Journal， vo1.64 ， 1954.
[21] L. R. Klein and H. Rubin: "A Constant-Utility Index of Cost of Living"， Review of Economic Studies， vol. 18 ， 1949-50.
[22] 范剑平. 我国城乡居民消费结构的变化趋势[J]. 宏观经济研究， 2000.6，32-35
[23] 吴风庆. 扩展线性支出系统模型与居民消费结构分析[J]. 中国煤炭经济学院学报， 2000.9.
[24] 叶宗裕. 扩展线性支出系统模型的新应用—全国各地区城镇居民消费结构比较分析[J].管理新说， 2003.1.
[25] 易丹辉. 数据分析与 Eviews 应用[M]. 北京：中国统计出版社， 2002， 10.
[26] 《杭州统计年鉴》. 北京：中国统计出版社， 2009.
[27] 《中国统计年鉴》. 北京：中国统计出版社.1997，2006，2008.
[28] 陈秋玲，曹庆瑾，阿丽. 基于扩展线性支出系统模型的我国城镇居民消费结构分析.上海大学:2010.
[29] 藏旭恒. 中国消费函数分析[M]. 上海：上海人民出版社， 1994.
[30] 金世和. 消费经济学[M]. 沈阳：辽宁人民出版社， 1985.
[31] 王建华. 消费者需求分析引论[M]. 济南：山东人民出版社， 1993， 227-230.
[32] 万金发. 北京市城镇居民消费结构研究[D]. 哈尔滨工程大学， 2005.1.
[33] 尹世杰. 优化消费结构与全面建设小康社会[J]. 贵州财经学院学报， 2004.1.
关键词：居民消费结构；国际贸易；adf单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验
1 引 言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。
2.1 模型假设
ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。
2.2 变量平稳性检验
使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的adf检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。
2.3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：
(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大
于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验
由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显著。
2.4 格兰杰因果性检验
确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
参考文献：
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)
［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［j］.国际贸易，2006(5）
关键词：人口结构;抚养比;城镇居民消费;农村居民消费
中图分类号：C92-05文献标识码：A文章编号：1000-4149（2015）02-0011-10
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.002
收稿日期：2014-08-20; 修订日期：2015-01-21
基金项目：江苏高校哲学社会科学重大项目“江苏人口老龄化对经济社会发展影响及其对策研究”（2010ZDAXM004）;教育部人文社会科学研究项目“社会养老服务体制机制创新研究――基于江苏苏南、苏中、苏北的调查与比较”（13YJA840008）。
作者简介：王欢，河海大学公共管理学院人口研究所博士研究生;黄健元，河海大学公共管理学院人口研究所所长、教授、博士生导师。
An Empirical Study on the Relationship between Population Age Structure
and Household Consumption in Urban and Rural China
WANG Huan，HUANG Jianyuan
（Population Research Institute， Hohai University， Nanjing 210098， China）
Abstract：Population aging is dynamic and has effects on household consumption. Based on the 1987-2011 time serial data， this paper did a comparative analysis on the relationship between urban and rural population agestructure and household consumption. The results of the empirical analysis show that： both urban and rural consumption rates have significant positive correlation with youth dependency ratio， the lower the child dependency ratio become， the less urban and rural household consumption ratio will be; urban and rural elderly dependency ratios have insignificantly relationship with consume ratio; elderly dependency ratio has stronger effect on household consumption than youth dependency ratio after the nation entering into the new era; youth dependency ratio has significant partial effect to urban household consumption. And elderly dependency ratio has significant partial effect to rural household consumption. The results implied that the consumption tendency is different between urban and rural.
Keywords：population structure; population dependency ratio; urban household consumption ratio; rural household dependency ratio
一、引言
消费是经济增长的“三驾马车”之一。1978年改革开放以来，在投资需求拉动和生产主导型经济发展模式的支撑下，我国经历了一段令世界惊叹的经济持续高增长期。然而，随着经济模式逐渐向消费主导型转变，储蓄持续偏高、消费持续低迷带来的问题逐渐显露，消费需求不足已经成为当前制约我国经济快速发展的重要原因。现阶段，尽管我国经济增长率仍保持在年均7%以上的较高水平，高于美国、英国等西方发达国家，我国居民消费率却以每年约1个百分点的速度持续下降，甚至低于部分发展中国家，形成了特有的“高储蓄-低消费”局面<sup>[1]</sup>。
对于消费不足的原因，学界进行了多方面探讨，认为影响消费的因素是复杂的：从利率水平、物价水平、消费行为习惯、收入支出不确定性，到历史及文化传统、经济增长速度、社会保障制度、收入分配制度，都可能是消费率变动的重要原因。但随着世界范围内人口结构转变进程的加速，人口年龄结构与消费之间的关系也逐渐被纳入消费影响因素的研究范畴。莫迪利安尼（Modigliani）和布伦贝格（Brumberg）提出生命周期假说，为人口年龄结构对消费的影响提供了一个解释框架<sup>[2]</sup>。生命周期假说认为，消费者一生的财富是封闭的，消费者只在其生命周期内享用所有财产，财产不会发生代际转移，且消费者各阶段的消费水平取决于其一生的总收入，消费水平与其生命周期密切相关，消费者将自己一生的预期收入在不同年龄段进行最优配置，以取得跨期效用最大化<sup>[3]</sup>。一般情况下，劳动年龄人口的收入在满足自身消费之外，一部分用于抚养下一代，另一部分用于储蓄以供退休后使用。劳动年龄人口对应于正储蓄，而少儿人口和老年人口对应于负储蓄。当一个经济体中劳动年龄人口比重上升时，经济体总储蓄率上升;当少儿人口和老年人口比重上升时，经济体总储蓄率下降<sup>[4]</sup>，即人口年龄结构的变化会引起消费率和储蓄率发生相应改变。
然而，国内外学者对中国人口年龄结构变动与消费之间关系的研究却作出了不尽相同的解释，得到与生命周期假说并不完全一致的结论。结论一，人口老龄化对消费有正向影响。汪伟通过对中国1989-2006年经济增长、人口年龄结构的省际面板数据研究，认为抚养比下降是中国储蓄率上升的原因，伴随着抚养比的下降，经济增长对储蓄率上升的贡献会不断强化，反之则弱化<sup>[5]</sup>。谭江蓉、杨云彦基于1%人口抽样调查数据和人口普查省域截面数据研究，认为我国农村人口老龄化对农村居民消费倾向具有显著的正向影响，与生命周期假说的结论一致，但对生命周期假说在我国农村地区的适用性提出了质疑<sup>[6]</sup>。结论二，人口老龄化对消费有负向影响。莫迪利安尼等人使用中国1953-2000年有关储蓄的时间序列数据发现，储蓄率和长期经济增长率及负担系数之间存在显著的协整关系，认为人均收入增长率和少儿抚养系数的变化能够解释中国的高储蓄率<sup>[7]</sup>。李春琦、张杰平则根据1978-2007年我国宏观年度数据研究指出，少年抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著负向影响，农村居民消费习惯非常稳定，研究结论不支持生命周期假说<sup>[8]</sup>。万克德等人通过对山东省1995-2010年城镇居民消费的时间序列数据分析发现，人口老龄化将会引起城镇居民储蓄率降低，同时人口年龄结构的转变也会带来消费结构的变化<sup>[9]</sup>。毛中根等人利用1996-2010年省际面板数据研究发现，老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因<sup>[10]</sup>。结论三，人口老龄化对消费无明显影响。科里（Kraay）基于1978-1989年中国分省居民储蓄家庭调查面板数据的研究认为，在统计意义上，样本期间抚养系数对储蓄并不存在显著影响<sup>[11]</sup>。李文星等人利用中国1989-2004年的省际面板数据，研究指出我国儿童抚养系数对居民消费具有负向影响，但这种影响并不大，老年抚养系数变化则对居民消费的影响不显著，因此认为中国人口年龄结构的变化并不是中国目前居民消费率过低的原因<sup>[12]</sup>。结论四，人口老龄化对消费具有阶段性变动影响。于潇、孙猛研究发现，在人口老龄化起步阶段，老年人口比重快速提高的同时会伴随着少儿人口比重的迅速下降，当少儿消费系数低于老年消费系数时，人口老龄化对消费的影响为正向，当人口老龄化进入中期阶段时，会对消费产生负向抑制，当人口老龄化为晚期时，不会对消费产生影响<sup>[13]</sup>。综合来看，上述研究大多支持了人口年龄结构与居民消费具有相关关系的观点，但是由于研究方法、模型建构和变量选取等方面的原因，人口年龄结构转变对居民消费的影响仍然尚无定论。
近年来，我国人口年龄结构转变进程不断加速。笔者根据《中国统计年鉴2013》及国家统计局网站公布的数据计算得出，2012年底，我国65岁及以上老年人口已经达到12714万人，比2000年净增加3893万人，老年人口占比达到9.4%，超过人口老龄化国际标准2.4个百分点;14岁及以下少年儿童人口减少到22287万人，比十年前净减少6725万人，少年儿童人口占比降低6.4个百分点至16.5%;城乡人口年龄结构转变差异则持续扩大，截至2012年底，农村地区65岁及以上人口占比高出城镇地区将近4个百分点。在这样剧烈的人口年龄结构变化过程中，我国经济和社会发展势必会受到一系列深刻而长远的影响。本文关注的是，我国城乡居民消费是否会因人口年龄结构转变而产生相应的变化？如果是，人口年龄结构转变与城乡居民消费的关系如何？为回答这些问题，本文基于1987-2011年我国城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证分析。与以往研究相比，本文主要有以下几个特点：一是现有文献多对我国城乡居民消费情况进行分别研究，而本文则在同一分析框架下对我国城乡人口年龄结构与居民消费关系进行比较研究，挖掘共性与异性;二是已有研究多采用截面数据或面板数据，缺乏就人口年龄结构因素对消费影响的动态分析，本文将基于协整理论进行更深入的探讨;三是本文将采用更新的数据，做到规范分析和实证分析相结合。
二、我国人口年龄结构与消费变动
1.人口年龄结构不断老化
自20世纪70年代以来，在计划生育外力遏制下，我国总和生育率不断降低，由高位水平下降至超低生育率范畴，2010年全国第六次人口普查数据显示，我国育龄妇女总和生育率仅为1.18。持续超低生育率所带来的，是人口年龄结构的剧烈转变。笔者根据历年《中国统计年鉴》以及国家统计局公布的第五、第六次全国人口普查数据计算得出，20世纪90年代初期，我国人口年龄结构相对年轻，65岁及以上老年人口占比仅为5.6%，少儿抚养比为41.5%，老年抚养比为8.3%，于2000年正式跨入老龄化队伍之后，我国人口年龄结构进入加速转变阶段。截至2011年底，少儿抚养比进一步减少到22.1%，比1990年减少近20个百分点，而老年抚养比则上升至12.3%，比1990年增加了5个百分点。与此同时，我国城乡人口结构转变差距也在不断扩大，20世纪90年代初期我国农村地区65岁及以上人口占比仅高于城镇地区0.6个百分点，而到2011年这一差距进一步扩大到2.4个百分点;在抚养比上，城、乡少儿抚养比分别由1990年的30.77%和45.75%下降到2011年的8.39%和26.57%，城、乡老年抚养比则分别由1990年的7.03%和8.87%上升到2011年的10.27%和14.62%。由此可见，在整体人口年龄结构快速老化的进程中，与城镇地区相比，我国农村地区正在经历更为剧烈的人口转变过程。
2.消费率持续下降
改革开放以来，伴随着我国经济的持续快速增长，城乡居民收入也呈现明显的上升趋势。根据历年《中国统计年鉴》中的数据可知，2011年底，我国城镇居民实际人均可支配收入已经达到7980.03元，是1990年的5.2倍，年均增长率为8.24%，农村居民实际人均纯收入也从1990年的686.3元增加至2011年的2696.17元，翻了两番，年均递增6.08%。但与此同时，我国居民消费总额占国内生产总值的比重却逐渐降低，由1990年的48.85%下降到2011年的35.75%，降低了13.1个百分点。2011年城、乡居民平均消费倾向仅为0.70和0.75，比1990年分别降低了0.15和0.90。尽管近年来我国居民平均消费倾向仍然处于相对较高水平，约将2/3的收入用于消费性支出，但从居民消费总额占国内生产总值比重持续下降的变化趋势来看，消费不足仍然会对我国经济持续快速增长造成不利影响。
三、模型构建与数据选取
1.模型构建
霍尔（Hall）在理性预期理论和生命周期理论基础上构建了个人消费的随机游走模型，认为个人当期消费主要是受到前期消费的影响，个人消费行为具有一定的稳定性<sup>[14]</sup>。基于霍尔的个人消费模型，本文将居民消费率作为对个人消费的度量，构建居民消费率的随机游走模型：
conrt=conrt-1+ε（1）
其中，conrt为当期消费率，conrt-1为前期消费率，ε为随机扰动项。为考察人口年龄结构对消费率的影响，本文将少儿抚养比（fyr）和老年抚养比（for）作为解释变量纳入霍尔随机游走模型之中，得到如下模型：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+ε（2）
在模型（2）的基础上，进一步考虑其他一些对居民消费率有影响的因素。莫迪利安尼等人在其对生命周期理论的扩展研究中发现，居民收入增长率会对居民消费率产生影响，两者存在负相关关系<sup>[7]</sup>。凯恩斯（Keynes）也认为消费与收入密切相关，并存在消费倾向随收入增加边际递减的可能<sup>[15]</sup>。因此，本文将人均收入增长率（incgr）纳入模型以考察其对消费的影响。此外，本文还引入通货膨胀率（ifr），以反映物价及宏观经济环境不确定性对居民消费的影响;同时，考虑到城镇化进程中城乡居民生活交集逐渐扩大，消费的示范效应可能会影响居民消费行为，故引入收入比（incr）反映这一生活变化对居民消费的影响。综上，得到基本模型如下：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+ε（3）
人口年龄结构转变意味着人口群体正在经历一个青壮年人口逐渐减少、中老年人口不断增多的动态变化过程，这一人口年龄结构转变过程相应会引致人口群体消费行为的改变，从而使得整体人口群体在人口年龄结构不同转变时期表现出不同的消费倾向。在分析人口年龄结构转变与居民消费关系的时候，为对比不同人口年龄结构转变时期消费行为的差异及变动方向，有必要引入人口年龄结构变量与时间变量的交互项。在式（3）中引入时间变量time与人口抚养比的交互变量，构成扩展模型1：
conrt=α0+α1conrt-1+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+α7time*fyrt+α8time
*fort+ε（4）
消费行为不仅与人口年龄结构有关，同时也受到收入水平的影响。无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说等，都认为消费与收入、收入增长率有密切关系。由此，收入很可能会将人口年龄结构对消费的影响进行强化，即在居民收入增长率越高的情况下，人口年龄结构对居民消费的影响可能就越显著 <sup>[16]</sup>。本文在基本模型中加入人口结构与居民收入增长率的交互项，以反映收入因素对人口年龄结构与消费之间关系的影响，从而构成扩展模型2：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α5incrt+α6ifrt+α9fyrt*incgrt+α10fort*incgrt+ε（5）
2.数据选取
本文数据来自1987-2011年中国城、乡时间序列数据。居民消费率（conr）为居民平均消费倾向×100%，城镇居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均可支配收入之比，农村居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均纯收入之比。人均收入增长率（incgr）为经过价格平减后（以1986年为基期）的实际人均收入增长率，城镇居民家庭人均收入增长率为家庭人均可支配收入增长率，农村居民家庭人均收入增长率为家庭人均纯收入增长率。城乡居民收入比（incr）为城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。通货膨胀率（ifr）由消费价格指数增长率近似替代，城镇通货膨胀率和农村通货膨胀率分别由城镇居民消费价格指数增长率和农村居民消费价格指数增长率得到。少儿抚养比（fyr）为0-14岁人口占15-64岁人口比重，老年抚养比（for）为65岁及以上人口占15-64岁人口比重。时间虚拟变量time，取值为0和1（2000年之前time=0，2000年及之后time=1）。城乡居民消费率、城乡居民人均收入增长率、城乡收入比、城乡通货膨胀率由1988-2012年《中国统计年鉴》中相关数据整理计算得到，少儿抚养比和老年抚养比由1988-2012年《中国人口和就业统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》相关数据整理得到。
四、 实证分析
1.平稳性检验
平稳时间序列是对时序变量采用传统最小二乘法（OLS）进行回归的必要前提条件，对于非平稳时间序列而言，传统OLS估计会导致伪回归，产生对结果的解释偏差。因此，对时序变量进行计量建模分析前，应对各变量平稳性进行检验。本文采用ADF单位根检验方法，对消费率及相关解释变量的平稳性进行检验。城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率均为非平稳时间序列，但上述各变量的一次差分序列为平稳时间序列。限于篇幅，检验结果略。
2.Johansen协整关系检验
由单位根检验可知，城乡居民消费率及各解释变量均为I（1）过程，为同阶差分平稳时间序列，符合协整关系检验的前提条件。协整分析的经济意义在于揭示各时间序列变量之间存在长期稳定关系。进一步地，对于非平稳时间序列变量，只要变量之间存在协整关系，就可以建立动态回归模型，这时模型残差为平稳时间序列从而不会导致因虚假回归引致的结果解释谬误<sup>[17]</sup>。通常情况下，用于变量之间协整关系的检验有恩格尔-格兰杰（EG）两步法和基于向量自回归模型（VAR模型）的约翰逊（Johansen）极大似然法，前者主要用于两变量之间的协整关系检验，而后者则可以用于多变量之间协整关系的检验。本文基于赤池信息准则（AIC）及施瓦兹准则（SC），确定滞后阶数为1，分别得到城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率各变量之间协整关系检验结果，详见表1。
3.模型估计结果
基于OLS法，采用1987-2011年数据对我国城镇、农村居民消费基本模型和扩展模型进行参数估计。从测算结果（初始模型）可以看出，虽然模型整体拟合效果较好，但是仍然存在部分变量不能通过统计检验的情况。说明模型解释变量之间存在多重共线性，需要对部分变量进行适当剔除，否则会导致回归系数估计失真，影响对模型结果的解释。本文采用逐步回归法剔除初始模型中的变量，得到修正模型估计结果，可以看出模型整体拟合效果均有较大提升;模型残差序列的ADF检验结果显示各残差均为平稳时间序列I（0）过程（限于篇幅，具体检验过程略）。对于时间序列数据建模，最重要的是保证残差序列非自相关性[18-19]，鉴于本文模型中将滞后一期的因变量conrt-1作为解释变量，违背了杜宾-瓦特森（D.W.）检验的原假设，这里采用拉格朗日乘数检验法对模型残差序列的自相关性进行检验。残差相关性的拉格朗日乘数统计检验结果显示，不能拒绝模型不存在3阶及以下残差序列自相关的原假设，说明修正后模型的残差不具有显著的自相关性（见表2及表3），这些均反映出修正后模型估计结果的有效性。本文重点关注少儿抚养比、老年抚养比及其交互作用结果，具体参数估计结果见表2及表3。
表2及表3模型参数估计结果显示，我国城、乡人口年龄结构变动对居民消费率的影响并不完全一致。
基本模型修正估计结果表明，少儿抚养比对城、乡居民消费率均具有显著的正向影响，少儿抚养比越低，消费率越低。根据历年《中国统计年鉴》中的数据，20世纪70年代以来，严格计划生育政策的实施使得我国城乡生育率大幅度下降，平均每个家庭拥有孩子的数量急剧减少，少儿抚养比由
表2城镇居民消费率估计结果（被解释变量=conr）
80年代初期的54.6%下降到2012年的22.2%。在以质量替代数量的动机下，孩子数量的减少促使城乡居民加大对子女人力资本投资，更加注重对孩子的教育和培养。然而，从绝对数量上看，计划生育政策下孩子数量大幅减少家庭的即期消费支出仍然会低于拥有较多孩子的非计划生育家庭的即期消费支出。此外，在孩子数量减少的情况下，“养儿防老”无法得到充分保障，增加储蓄就成为我国城乡居民普遍的替代选择，这也是用于抵御老年风险的一种现实策略。由基本模型修正估计结果可知，城镇地区少儿抚养比每降低一个单位，居民消费率将减少0.3961个单位，农村地区少儿抚养比每降低1个单位，居民消费率将降低0.3280个单位，可见人口年龄结构转变并没有造成我国城乡居民消费率边际变化的显著差距。对于这个结果的一种合理解释是，相对于城镇居民，我国农村居民更怀有一种希望子女摆脱农村生活环境、真正成为城里人的心态。面对城乡生活水平上的显著差异，他们不得不在现有相对较低的生活水平基础上大量减少消费，增加家庭储蓄，以便在子女学习、工作、婚姻和住房等方面作出更多贡献。这使得农村居民消费率与城镇居民消费率对人口年龄结构的边际变化率基本处于同一水平。
生命周期假说认为老年人处于生命历程的负储蓄阶段，其消费来源于劳动年龄阶段的储蓄积累，老年抚养比与消费率应具有显著的正相关关系，然而实证分析结果并不支持这一结论。模型估计结果显示，无论城镇还是农村，老年抚养比对消费率的影响均不具有统计上的显著性。虽然在城乡人口年龄结构转变过程中，老年人口增多可能会促使家庭成员对其的赡养支出增加，然而在我国社会保障不健全、谨慎消费习惯及赠遗动机等因素的影响下，老年人也具有较强的储蓄动机。现阶段我国人口年龄结构转变过程仍处于起步阶段，可能是这两方面的效应相当，两者相互抵消后使得人口年龄结构转变并不对总体消费率产生明显影响。但是，随着人口年龄结构转变的进一步加速，老年抚养比对消费率的影响将逐步显现。
在城乡消费率扩展模型1的修正结果中，时间变量与抚养比交互项time*for和time*fyr均能通过显著性检验但符号不同，说明时间与抚养比之间存在交互作用，即在人口年龄结构转变进程中的不同阶段上，抚养比对消费率作用不同。对于城镇居民，time*for系数为负，time*fyr系数为正，说明与2000年之前我国尚未进入人口老龄化社会这一时期的消费率水平相比，人口年龄结构转变带来的老年抚养比的上升导致消费率减少，而少儿抚养比的增加则导致消费率增加;对于农村居民，time*for系数为正，time*fyr系数为负，说明进入21世纪之后，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降，人口年龄结构对消费率的时期作用与城镇居民相反。由此可见，与进入人口老龄化社会之前相比，现阶段人口结构转变在城、乡区域对消费的影响是有差异的。此外，由扩展模型1的修正结果可知，对于城、乡居民均存在time*for系数绝对值大于time*fyr，说明人口年龄结构转变进入加速期后，相对于少儿抚养比，我国老年抚养比对消费率影响更大。
进一步地，修正扩展模型2的估计结果显示，城乡人口年龄结构均通过家庭人均收入增长率对消费率具有偏效应，但具体作用变量不同。对于城镇居民，存在少儿抚养比对消费率的偏效应，具体为：conrfyr=0.4833-0.8901*incgr，城镇居民家庭人均收入每增长1个百分点，偏效应增加0.4744个百分点。且随着家庭人均收入增长率的提高，少儿抚养比对消费率的偏效应呈现线性递减趋势，当家庭人均收入增长率达到54.29%时，少儿抚养比对消费率的偏效应达到拐点。近年来，我国城镇居民家庭人均收入增长率持续保持在8%左右，这意味着现阶段城镇少儿抚养比对消费的偏效应为0.4120，具有正向影响，说明城镇居民家庭消费存在向子女倾斜，而老年抚养比对消费的偏效应不显著可能与城镇老年人具有相对完善的社会保障制度有关。对于农村居民而言，则存在老年抚养比对消费的偏效应，
具体为conrfor=1.7429+4.1930*incgr，即家庭人均收入增长率每增加1个百分点，偏效应增加1.7848个百分点，老年抚养比对消费率的偏效应随农村居民家庭人均收入增长率的增加而上升。进入21世纪以来，我国农村家庭人均纯收入连年增长，根据历年《中国统计年鉴》数据，增长率由2000年的4.18%增加至2011年的11.42%。然而在现阶段尚不健全、水平较低的农村社会保障制度不能充分发挥作用的情况下，家庭对老人赡养的责任不断加重，可能会在较大程度上影响农村居民家庭消费支出决策，出现对老年人生活消费支出的家庭负担水平随老年人口数量上升而不断增加的现象，这与农村老年抚养比对消费偏效应的线性增长模式是一致的。由上述偏效应分析可见，消费与人口年龄结构之间的关系在收入增长这一因素的影响下得到了强化与凸显。
此外，基本模型中城、乡居民消费率的一期滞后（conrt-1）系数均为正，且能够分别通过显著性检验，说明我国城乡居民消费习惯较为稳定，虽然消费水平能够随收入水平增加而上升，但整体消费决策仍然比较谨慎。收入比（incr）对城乡居民消费具有显著影响，收入差距的扩大会导致消费率增长，这一点可能与城镇居民对农村居民的消费示范效应有关。城乡通货膨胀率（ifr）与居民消费率之间不具有显著相关关系，说明目前通货膨胀率并不是消费率变动的主要原因。
五、结论与讨论
总体而言，我国城乡人口年龄结构与居民消费具有密切关系。本文利用1987-2011年时间序列数据，在单位根和协整理论的基础上，基于OLS模型对我国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了实证研究，得到以下结论。
第一，城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著的正相关关系，少儿抚养比越低，居民消费率越低，少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;但现阶段老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著。
第二，人口年龄结构与时间的交互作用显示：与进入人口老龄化时期之前相比，对于城镇居民而言，老年抚养比的上升导致消费率减少，少儿抚养比的上升则导致消费率的增加;对于农村居民而言，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降;但无论是对于城镇居民还是农村居民，当人口年龄结构转变进入加速期后，老年抚养比对消费率的影响均大于少儿抚养比。人口年龄结构与收入增长率的交互作用显示：城镇、农村居民人口年龄结构通过家庭人均收入增长率对消费具有偏效应，其中少儿抚养比对城镇居民消费率具有显著偏效应，老年抚养比对农村居民消费具有显著偏效应，这表明在家庭收入增长的情况下，城、乡居民家庭消费分别存在向照料子女、赡养老人方面的倾斜。
第三，扩大内部消费需求是促进我国经济增长的关键。根据我国人口年龄结构与城乡居民消费关系的实证研究结果，本文认为现阶段政府首先应该加大对现代农业发展的支持力度，向农村居民作出政策倾斜，减轻农村居民的家庭负担，增强农村居民的消费信心;其次，应尽快完善城乡社会保障制度，特别是建立一体化的城乡养老和医疗保障体系，缩小保障水平差距，降低城乡老年居民对未来不确定性的担忧;最后，政府还应宣传、倡导积极的老年消费观念，对老年市场的发展给予正确引导，大力扶持老龄产业发展。
本文在同一框架下对我国现阶段城、乡人口年龄结构与居民消费关系进行了比较分析。但由于人口老龄化是一个动态发展过程，人口年龄结构转变与消费之间关系也并非一成不变。随着人口老龄化程度进一步加深，城、乡居民消费情况会如何变化，又会有哪些新的差异，这是需要长期动态研究的内容。在平均受教育年限延长、平均预期寿命延长等多方面因素的综合影响下，现阶段国际通用定义下人口抚养比等人口结构指标的适用性也值得进一步商榷。此外，本文主要讨论了人口年龄结构与消费之间的关系，但由于影响消费变动的因素具有高度复杂性（比如人口因素方面可能还与人口性别结构、空间结构等具有密切关系），同时也会受到如经济发展水平、城镇化与现代化水平、社会保障水平、收入分配制度、政府支出结构等诸多因素的影响，这些均决定了将消费问题放入一个更丰富的研究框架中进行讨论的可能性，相关内容尚待进一步展开深入的研究。
参考文献：
[1] 张乐， 雷良海. 中国人口年龄结构与消费关系的区域研究[J]. 人口与经济， 2011（1）： 16-21.
[2] MODIGLIANI F， BRUMBERG R. Utility analysis and the consumption function： an interpretation of the crosssection data [M] // KENNETH K K. PostKeynesian Economics. New Brunswick， NJ： Rutgers University Press， 1954：388-436.
[3] 祁鼎， 王师， 邓晓羽， 孙武军. 中国人口年龄结构对消费的影响研究[J]. 审计与经济研究， 2012（4）： 95-103.
[4] 张玉周. 河南省乡村人口年龄结构对消费影响的实证分析[J]. 人口与经济， 2011（5）： 75-79.
[5] 汪伟. 经济增长、人口结构变化与中国高储蓄率[J]. 经济学（季刊） ， 2009（1）： 29-52.
[6] 谭江蓉， 杨云彦. 人口流动、老龄化对乡村居民消费的影响[J]. 人口学刊， 2012（6）： 9-15.
[7] MODIGLIANI F， CAO S L. The Chinese saving puzzle and the lifecycle hypothesis[J]. Journal of Economic Literature， 2004（1）：145-170.
[8] 李春琦， 张杰平. 中国人口结构变动对乡村居民消费的影响研究[J]. 中国人口科学， 2009（4）： 14-22.
[9] 万克德， 宋廷， 郭思亮. 山东省人口老龄化对城镇居民消费需求的影响――基于六普数据的分析[J]. 中国人口科学， 2013（4）： 82-88.
[10] 毛中根， 孙武福， 洪涛. 中国人口年龄结构与居民消费关系的比较分析[J]. 人口研究， 2013（3）： 82-92.
[11] KRAAY A. Household saving in China [J]. World Bank Economic Review， 2003（3）： 545-570.
[12] 李文星， 徐长生， 艾春荣. 中国人口年龄结构和居民消费：1989-2004[J]. 经济研究，2008（7）： 118-129.
[13] 于潇， 孙猛. 中国人口老龄化对消费的影响研究[J]. 吉林大学社会科学学报， 2012（1）： 141- 147.
[14] HALL R E. Stochastic implications of the life cyclepermanent income hypothesis： theory and evidence [J]. Journal of Political Economy， 1978， 86（6）：971-987.
[15] 约翰・梅纳德・凯恩斯. 就业、信息和货币通论[M].魏埙，译.西安：陕西人民出版社，2011：93-115.
[16] 罗光强， 谢卫卫. 中国人口抚养比与居民消费――基于生命周期理论[J]. 人口与经济， 2013（5）： 3-9.
[17] 王燕. 应用时间序列分析[M]. 北京： 中国人民大学出版社， 2012：221-225.
关键词：国内旅游；消费结构；ELES模型；边际消费倾向；弹性
1 引言
近年来，如何拓展国内旅游市场成为旅游学者关注的焦点。要拓展国内旅游市场应重视对其消费问题的研究，而消费结构是其中的一个重要方面。对国内旅游消费结构的现状进行分析，不仅可以了解当前国内旅游消费的水平和层次，而且对于了解消费结构的内部差异、预测其未来的演变趋势、调整旅游产品生产结构、生产适销对路的旅游产品从而拓展消费市场，都具有十分重要的现实意义。
从国内研究现状来看，对国内旅游消费结构的研究，主要是对全国或具体区域的国内旅游消费结构现状及存在的问题进行定性分析，找出影响国内旅游消费结构的因素，并提出对策。这些研究都仅局限于对历年统计数据的分析以及比照国外经验数据进行理论解释。从经济学视角，利用数理模型对国内旅游消费结构进行研究的文献只有零星几篇，而对城乡居民国内旅游消费结构进行比较的实证研究几乎没有。本文认为，对城乡居民国内旅游消费结构进行实证比较分析，将有利于深化对城乡居民国内旅游消费问题的认识，并为有关部门制定相关政策提供切实的基础数据和理论支撑。基于此，本文以扩展线性支出系统理论为指导，利用2002-2008年的数据，从边际消费倾向、消费投向、消费需求的收入弹性及价格弹性四个方面对城乡居民的国内旅游消费结构进行实证分析。
旅游消费结构是指游客在旅游过程中所消费的各种类型的消费资料的比例关系。按照其不同用途，旅游消费可分为“吃、住、行、游、购、娱”六个方面需求的消费。按这些需求的重要性又可以将其划分为基本旅游消费和非基本旅游消费。
基本旅游消费是进行一次旅游活动所必需的且基本稳定的消费，如在交通、住宿、餐饮、游览方面的消费；而非基本旅游消费是指并非每次旅游活动都必需的具有较大弹性的消费，如在购物、娱乐、通讯、医疗等方面的消费。依据历年《中国国内旅游抽样调查资料》，本文将国内旅游消费需求划分为长途交通、住宿、餐饮、市内交通、景区游览、邮电通讯、娱乐、购物和其它服务9类(以下简称“9类旅游消费”)，以此对城乡居民的国内旅游消费需求结构进行分析。
2 扩展线性支出系统模型
1954年英国计量经济学家斯通(R.Stone)以Klein和H.Rubin的效用函数为基础，提出了需求函数的线性支出系统(linear expenditure system，LES)。其基本形式如下：
ELES模型是在消费者满足理性假说的假设前提下，在预算约束的条件下，依据效用最大化原则，求解消费者支出选择的经济模型，是较为成熟的、被学者们广泛采用来分析消费结构的一种模型。该模型考虑了消费需求和价格因素对居民消费结构的影响，把居民的各项消费支出看作是相互联系、相互制约的行为，从而能够全面地反映居民消费结构的各项指标，并能较好地将经验研究与理论分析相结合，具有理论依据强、对数据依赖性小、参数估计容易等优点。
3 城乡居民国内旅游消费结构实证分析
3.1指标选取及数据来源说明
本文利用2002-2008年的时间序列数据分析城乡居民的国内旅游消费结构。指标选取如下：用各年城镇居民的年总可支配收入、农村居民的年总纯收入表示y；用各年城乡居民对长途交通等9类旅游消费的年总消费支出表示PiXi，i=1，2，…，9。
城镇居民年总可支配收入由人均可支配收入乘以当年人口计算得出，农村居民的年总纯收入由人均纯收入乘以当年人口计算得出，原始数据均来源于《2009年中国统计年鉴》。
用城乡居民国内旅游年总支出乘以9类旅游消费各自在总支出中所占比重，可分别计算出城乡居民这9类消费的年支出。在历年的《中国国内旅游抽样调查资料》中，只分别列出了城镇和农村居民散客出游的9类旅游花费构成的数据，基于此，本文分别用城镇和农村居民散客国内旅游花费构成代表各自的包括团体游客在内的总体国内旅游花费构成；其理由是，2002-2008年间，我国城镇的散客国内旅游者占其总体旅游者的比重达80％左右，农村居民的这一比重超过90％，因此，用散客的9类旅游花费的构成代表总体游客的花费构成对考察城乡居民国内旅游消费结构没有太大影响。在本研究中，各年城乡居民国内旅游消费总支出及散客旅游花费构成数据均来源于各年的《中国国内旅游抽样调查资料》。
3.2各类旅游消费的边际消费倾向和增量结构分析
利用EViews 5.0对2002-2008各年城乡居民年总可支配收入和9类旅游消费支出数据进行回归，得到ELES模型中参数ai和bi的估计值(见表1和表2)。表中1，2…，10分别表示长途交通、住宿、餐饮、市内交通、邮电通讯、景区游览、娱乐、购物、其它服务和城乡居民国内旅游消费总支出。ti为参数bi的T检验值，R2为判定系数，DIV为自相关检验值。从回归结果看，所有项目对于参数bi的估计值在显著性水平1％的条件下都能通过检验。判定系数R2除城镇居民住宿一项为0.7162和农村居民市内交通一项为0。7793外，其余均大于0.80且多在0.90以上，可见模型整体拟合效果较好。结合DW值及自相关图和Q值可判断各回归结果均不存在自相关性，说明建立的模型具有代表性，能较好地反映实际情况。
从表1中bi的计算结果来看，2002－2008年间城镇居民国内旅游边际消费倾向为0.0636，即城镇居民年总可支配收入每增加100亿元，会有6.36亿元用于国内旅游消费。在增加的6.36亿元支出中，用于购物的最多，为1.57亿元，其余依次是其它服务1.31亿元、长途交通1.22亿元、餐饮1.07亿元、住宿0.42亿元、景区游览0.34亿元、娱乐0.19亿元、市内交通0.16亿元、邮电通讯0.08亿元。 娱乐、购物等非基本消费的边际消费倾向为0.0315，即，在增加的6.36亿元国内旅游消费支出中，3.15亿元会用于娱乐、购物等非基本消费，占总支出增量的49.53％。
从表2中bi的计算结果来看，农村居民国内旅游边际消费倾向高于城镇居民，为0.1174，即农村居民年总纯收入每增加100亿元，就会有11.74亿元用于国内旅游消费。在增加的11.74亿元支出中，用于购物的最多，为3.62亿元，其余为长途交通2.80亿元、其它服务2.76亿元、餐饮1.08亿元、住宿0.59亿元、市内交通0.30亿元、景区游览0.24亿元、邮电通讯0.24亿元、娱乐0.21亿元。其中购物、娱乐等非基本消费的边际消费倾向为0.0673，即，在增加的11.74亿元旅游消费支出中，有6.73亿元会用于非基本消费支出，占总支出增量的57.3％。
表中bi为根据旅游边际消费倾向计算的城乡居民国内旅游边际预算份额，即，城乡居民国内旅游消费增量为1时，9类旅游消费支出增量各自所占比例。其反映城乡居民收入增加后将更多地在哪些旅游消费方向上增加支出，即收入增加后的旅游消费投向，又称旅游消费增量结构。该增量结构与旅游消费支出总量结构(旅游花费构成)有所不同(见表3)。如长途交通，在城乡居民国内旅游花费支出总量中其比重分别为25.26％和26.76％，但在增量结构中其比重分别为19.18％和23.85％，低于总量结构中的比重，说明当收入增加后，城乡居民未必愿意将更多的钱用于长途交通方面。而购物的增量结构比重高于总量结构比重，说明国内游客购物的欲望较为强烈，如果收入增加，则会将更多的钱用于购物。
非基本旅游消费在总消费中的比重可以反映一国或一地旅游经济的发展水平、旅游者的消费水平和消费层次，目前在发达国家该项比重达到60％左右。从2002-2008年间城乡居民国内旅游花费构成来看，购、娱等非基本消费占总消费支出的比重近年来逐年上升，城镇居民的该项比重由33.6％上升到42.9％，农村居民的该项比重由44.5％上升到55.2％。从上文计算的边际消费倾向和消费增量结构来看，城乡居民对购物和其它服务等非基本消费的边际消费倾向较高，消费投向意愿也较强，说明其国内旅游消费水平及消费层次在逐渐提高。因此，随着收入水平的提高，非基本消费在城乡居民国内旅游消费中的比重将会进一步提高。但同时也可以看出，娱乐消费在城乡居民国内旅游消费的总量结构及增量结构中比重都非常小，这在一定程度上制约了非基本消费比重的提高，如不加以合理引导，这将会成为制约国内旅游市场发展的一大瓶颈。另外，尽管购物在农村居民国内旅游消费的总量结构及增量结构中的比重都高于城镇居民，但鉴于农村居民目前的国内旅游以探亲访友为主要目的，所以不能将购物比重作为判断农村居民消费水平和消费层次的主要标准。
3.3城乡居民国内旅游消费需求收入弹性分析
城乡居民国内旅游消费需求的收入弹性是指：在价格不变的情况下，城乡居民年总可支配收入变化1％时所引起的国内旅游消费量变化的百分比。2002－2008年，城镇居民年总可支配收入平均为62661.86亿元，农村居民年总纯收入平均为25275.42亿元。根据(8)式计算的各类消费需求的收入弹性如表4所示。
从表4可以看出，城镇居民的交通、住宿等基本旅游消费需求的收入弹性除餐饮外均小于1，而娱乐、购物等非基本旅游消费需求的收入弹性均大于1，说明收入变化对城镇居民非基本旅游消费的影响较大，而对基本旅游消费的影响不大，即，城镇居民收入发生一定量的增减变化只会引起娱乐、购物等非基本消费部分的需求量发生较大幅度的变化。农村居民的9类旅游消费需求的收入弹性均大于1，富有弹性，说明农村居民收入发生一定量的增减变化会引起各类旅游消费品需求量发生较大程度的增减变化。农村居民各类旅游消费的收入弹性普遍大于城镇居民，说明收入变化对农村居民国内旅游消费的影响要大于对城镇居民的影响。
3.4城乡居民国内旅游消费需求价格弹性分析
城乡居民国内旅游消费需求的价格弹性是指：在其它条件不变的情况下，旅游产品价格变化1％时所引起的城乡居民国内旅游消费需求量的变化。旅游需求价格弹性有自价格弹性和互价格弹性两种，后者又称旅游需求交叉弹性。旅游需求交叉弹性指某一种旅游产品的需求量对其它旅游产品价格变化作出反应的灵敏程度。根据(9)、(10)式计算的9类旅游消费的需求弹性如表5、表6所示。从表5、表6可以看出，各类旅游消费需求的自价格弹性系数较大，互价格弹性系数较小，即，各类旅游消费品的需求量受其自身价格的影响较大，受其它旅游消费品价格的影响较小。
从自价格弹性来看，城镇居民除餐饮以外的基本旅游消费需求的自价格弹性系数小于1，缺乏弹性，而非基本旅游消费需求的自价格弹性系数均大于1，富有弹性；说明价格变化对城镇居民基本旅游消费的需求量影响不大而对其非基本旅游消费的需求量影响较大。农村居民各类需求的自价格弹性系数均大于1，说明对于农村居民来说，基本旅游消费品和非基本旅游消费品的价格变化都会引起其需求量较大幅度的变化。
从互价格弹性来看，城乡居民各类旅游消费需求的互价格弹性系数均小于1，缺乏弹性，即各类需求受其它消费品价格的影响较小。相比而言，农村居民对购物、其它服务及长途交通的需求量受到其它各类旅游消费品价格变化的影响略大。就一次完整的旅游消费过程而言，食、住、行、游、购、娱等要素之间具有消费需求上的互补性，但从收入及预算的角度考虑，各要素之间又存在消费支出上的替代性。表5和表6中互价格弹性系数的正负反映了各要素之间的这种互补与替代关系。农村居民各类旅游消费需求的互价格弹性均为正，说明各类消费需求间存在替代性。这与现实状况是吻合的。农村居民受预算约束较大，在一次旅游消费过程中，各类支出会此消彼长、互相替代，即某一消费品价格的上升或下降会引起其自身的和其它消费品的需求量下降或上升。城镇居民的食、住、行、游等基本消费需求之间、基本消费需求与非基本消费需求之间互价格弹性为负，具有互补性；而各类非基本消费需求间互价格弹性为正，具有替代性。即，对于城镇居民来说，某一基本消费需求的上升会引起其它基本消费及非基本消费需求量的上升，但受预算约束，非基本消费需求之间会出现支出比重的此消彼长。
4 结论
综上所述，本文认为：
(1)城镇居民和农村居民的国内旅游消费的边际消费倾向分别为0.0636和0.1174，农村居民的边际消费倾向高于城镇居民，即，同样增加100亿元收入，农村居民会多拿出5.42亿元用于国内旅游消费。随着收入水平的提高，一部分城镇居民尤其是高收入阶层开始将眼光投向出境旅游，国内旅游消费倾向出现小幅下降，因此针对城镇居民来说，当务之急就是开发具有吸引力的新产品，提高现有旅游产品质量；而针对农村居民来说，国内旅游才刚刚起步，旅游倾向逐年上升，所以增加农民收入对于扩大国内旅游消费需求作用更大。
(2)食、住、行、游等基本旅游消费在总量消费结构中所占的比重较高，但同时也可以看到，非基本旅游消费在增量结构中的比重均高于总量结构中的比重，且购物在城乡居民国内旅游增量消费结构中的比重最高，说明城乡居民的消费水平在不断提高。因此，营造良好的购物环境，提高旅游购物品的质量，加大购物品的开发力度，将会进一步促进城乡居民国内旅游消费结构的优化。非基本消费中，城乡居民娱乐消费支出的比重均较小，因此，要研究游客的娱乐消费需求现状及其发展趋势，根据游客的多元化需求不断丰富娱乐产品，刺激游客的娱乐消费。
论文摘要：甘我国居民消费结构升级的机理进行研究，对扩大国内需求、促进经济持续增长具有十分重要的意义。本文首先阐述了居民消费结构、居民消费结构升级的内涵及动因，指出消费结构升级在我国已初见端倪;其次探讨了我国居民消费结构升级的主要阶段，并论述了各阶段的主要特点;最后指出了我国居民消费结构升级的发展趋势—未来我国居民的消费活动将进一步活跃，消费率将继续提高，消费总量将持续增长。
21世纪初中国经济发展进入工业化中期阶段这一时期我国居民消费结构将随着产业结构、收入分配结构.人口结构等一系列结构的变动特别是经济体制改革的深化而发生剧烈变化。
凯恩斯主义指出总需求不足是经济萧条的一个重要原因但由此从理论上推论出只要将总需求提高到与总供给相等的水平就能恢复经济均衡则是有问题的，因为经济均衡不仅取决于供给与需求在总量上的相等，更取决于在结构上的一致。因此研究居民消费结构的变动对扩大国内需求、促进经济持续增长有着十分重要的意义。
一、居民消费结构升级的机理
居民消费结构是指消费储蓄结构和消费支出结构的统一按照国际经验人均GDP超过1000美元之后将触发国内社会消费的结构升级。2003年我国人均GDP达到109。美元国内居民的财富积累达到了消费升级的临界点居民消费将出现显著的结构性升级换代，伴随着消费结构性升级消费支出也将大幅增加。社会生产力的发展和科学技术的进步是导致居民消费结构升级的根本动因。一方面随着经济的发展居民收入必定会不断增加。消费函数理论表明收入是消费的决定因素，居民收入是消费需求的基础。居民消费结构升级是源于居民收入的不断提高而居民收入的提高依赖于经济的发展。由于居民收入变动方向和居民消费变动方向的一致性在居民收入不断提高的前提下，必然导致消费总量的增加和消费结构升级。另一方面社会生产力和科学技术的不断发展，导致社会总供给及其结构不断升级为消费需求增长和消费结构升级提供了可能性和条件。一般地社会总供给可分为基本性消费品、享受性消费品和发展性消费品。在生产力发展初级阶段社会总供给以基本性消费品为主，与此相应的居民消费结构中基本的、必需的消费品占较大的比重此时消费结构是低级的。随着生产力的不断发展各种享受性和发展性产品不断增多产品的质量也不断提高，在社会总供给结构中享受性和发展性产品的比重不断提高，实现了结构升级与此相应的居民消费结构中享受性和发展性消费品的比重逐步上升，此时消费结构也会逐步升级(表)。据世界银行对40多个国家的消费发展状况调查表明由日常消费进入住、行等重大消费升级一般发生在人均GDP达到1000美元以上。当一个国家人均GDP达到1000美元时住房消费开始进入快速增长期;当人均GDP达到300。美元时将进入汽车消费快速增长期。我国目前人均GDP已超过1000美元且有三分之一的省市人均GDP超过1500美元上海、深圳、广州、北京等大城市人均GDP已超过300。美元。这为消费水平从万元级向十万元级或几十万元级升级提供了积累和准备，可以说消费结构升级在我国已初见端倪。
二、我国消费结构的国际比较
与主要国家和地区人均GDP1000美元时消费结构比较我国居民消费支出结构具有如下特点
1我国生活型消费比国际水平偏高。2003年我国人均GDP达到109。美元在城镇居民中只有中等收入户、中等偏上收入户和高收入户等60%的居民家庭达到人均GDP1000美元时恩格尔系数41%以下的国际平均水平全国76%的人口恩格尔系数没有达到应有水平。
2农村居民居住类消费支出比重过高。2003年我国城镇居民居住类消费支出比重为11%基本和主要国家不相上下农村居民居住类消费支出比重高达16%大大高于平均水平尤其是农村高收入组居民2003年的恩格尔系数为38%基本相当于主要国家和地区人均GDP1000美元的消费水平但其居住类消费支出比重高达19%和主要发达国家人均GDP20000美元左右时的居住类消费支出比重不相上下与其实际收入水平和消费水平严重不相匹配这对农村居民的其它类别消费具有严重的挤出效应不利于农村消费市场的启动。
3.其他发展享受型消费不足。我国居民家具、家庭设备消费支出比重不足:2003年我国城镇居民和农村居民家具、家庭设备及服务类消费支出比重分别为6%和4%，都大大低于主要国家和地区的平均水平说明我国家电市场仍有发展空间，尤其在农村市场，彩电、冰箱、洗衣机等日常家用电器的普及水平还有待提高。
4教育和医疗消费偏高。我国城镇居民文教娱乐支出比重达14%，其中城乡居民用于教育方面的支出占到50%，而一般国家这类比重为20%。世界上大多数发达国家或地区以财政对教育的投入为主我国也应该采取措施逐步减轻居民教育负担.为扩大其它消费创造条件。
三、我国消费结构变动的趋势预测
目前，随着我国经济的快速增长，城乡居民收入的稳步提高(表)使得我国居民的消费结构进入了加快升级阶段新的消费热点开始启动。未来我国居民的消费活动将进一步活跃消费率将继续提高，消费总量将持续增长。
我国居民消费结构升级的发展趋势主要体现在以下几方面
1居民消费结构进入升级换代的剧变期。根据发达国家的经验，人均GDP达到100。美元时，消费结构升级加快每一经济发展阶段都有不同的消费热点不断切换。在现阶段，我国人均GDP已达到130。美元，因此居民消费结构变动将由前一阶段的平面扩张缓变期进入升级换代的剧变期导致居民消费结构升级进一步加快。
2.居民消费结构由生存型的温饱消费向享受型、发展型的现代消费转变。世界各国的发展经验表明，人均GDP达到100。美元一3000美元时，居民消费由温饱消费向现代消费转变。纵观近几年的我国居民消费结构的变化消费的内容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格尔系数将进一步下降，非恩格尔系数如医疗、保险、娱乐教育、文化服务等发展型甚至享受型消费系数呈上升趋势，消费结构将出现良性变动。
3.居民消费结构升级将是城镇先行城乡互动，城市经济发展对农村消费结构升级将具有较大影响力。多年来由于企业产品的升级换代重城市、轻农村，导致企业产品结构与农村居民消费需求不相适应，加上城乡的二元结构，直接导致城乡居民收入差距扩大，使得城乡消费结构差别很大。因此，居民消费结构升级体现出城乡差别的层次性。居民消费结构升级可以促进经济增长推动产业结构升级。就促进国内产业结构而言，以城镇中等收入居民家庭消费结构升级为启动点是最佳选择。占我国城镇人口60%- 70%的城镇中等收入家庭约2 5亿人，基本构成我国城镇的具有代表性的主流消费群体，这个群体的消费正处于从小康型向富裕型、从讲究消费数量向讲究消费质量转变的转型期他们是居民消费结构升级的主力军。而农村居民的消费结构则实现了由贫困到温饱型的转变正逐步向小康型转变。
内容摘要:居民消费与经济增长,特别是对于产业结构的调整,是相互促进、相互融合的。本文通过构建三次产业消费支出模型,并运用中国1996-2007年消费支出数据进行实证分析,指出应从消费层面刺激第三产业来推动经济发展。
关键词:消费结构 经济增长 三次产业 产业结构
宏观经济整体由三次产业构成,经济增长表现为三次产业部门的增长。威廉•配第认为,国民收入水平的差异和经济发展的不同阶段主要归因于产业结构的不同。从支出法计算GDP的方法来看,居民消费是国民经济增长的最重要组成部分。依照配第的理论,居民消费对经济增长的影响也应分别体现在对各次产业的影响上。居民消费结构的演进对于产业结构的调整有着重要意义。
本文对居民消费与三次产业的关联度进行实证研究,将三次产业与GDP的关系以及三次产业和居民消费方式进行影响对比,探究消费与经济增长之间的相互影响。
文献综述
杨治(1985)把产业结构演进的动因归结为八个因素,消费结构就是其中的一个重要因素;尹世杰(1988)提出产业结构必须与消费结构相适应的论断,该论断隐含着“不是消费结构适应产业结构,而是消费结构决定产业结构”的思想;傅家荣(2005)从消费结构的角度分析产业结构的演进,认为消费结构是产业结构变动的根本动因;刘易斯(1989)则提出消费模式转变带动劳动力迁移,而劳动力要素的流动带动了产业结构的调整。这些学者的观点都表明了消费结构对于产业结构调整的重要意义,并且他们相互影响,相互促进推进变革。
针对消费与产业调整的相关文献不多,主要以国内学者的研究为主。王晖(2004)采用扩展的线性支出系统的方法,分析了河南省消费结构的变动以及消费结构与产业结构的关系。文启湘、冉净斐(2005)提出消费结构要与产业结构相协调的观点,并以河南省为例,建立了两者的和谐矩阵,测算了消费结构与产业结构的和谐度。王俊(2007)使用VAR模型,通过检验我国1980-2004年的数据发现,城镇居民消费结构对第二产业有正向显著影响,但随着收入水平的提高,得出第三产业反而下降的悖论,但并没有对这一悖论进行解释。针对此,杜金岷等(2009)借助马克思“生产力―生产方式―生产关系”分析范式分析产业演进和消费的关系,区分了农村居民消费和城镇居民消费,并依此证明了第三产业和城市居民消费的正相关。
其他一些学者针对性的研究也有不少成果。杨明媚(2009)运用VAR模型对湖北省消费结构和产业结构进行了分析,认为这两者之间的相互作用关系并不适用于各个地区。龙波(2007)则提出了农村消费的滞后严重影响了产业结构的调整进程。
众多学者肯定了消费和产业调整之间的关系,但从消费视角来分析三次产业产品本身消费还尚未有学者尝试,文章以此为突破口进行剖析。
三次产业消费支出模型构建
工业化国家的发展模式表明,随着经济的发展,三次产业结构将逐渐从倒三角形转变成正三角形,第三产业的比重将达到最大,而第一产业在经济中的比重逐渐减小。本文主要涉及的变量为GDP、居民消费以及三次产业的产值和消费值,分别用GDP、CONS、IN1、IN2、IN3和CIN1、CIN2、CIN3表示。本文选用各变量的增长率作为指标。为简单起见,取各数值的对数lnX,其一阶差分lnX可近似等于该序列的增长率。
根据中国统计年鉴的统计方法,消费主要分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、教育文化娱乐服务、居住以及杂项商品和服务8大类,则:C=C1+C2+C3+C4+C5+C6+C7+C8 (1)
C1-C8可以根据其产品的特征,分为第一产业产品消费、第二产业产品消费、第三产业产品(服务)消费,进而将(1)式改写为:C=CIN1+CIN2+CIN3 (2)
通过数学变形,可得:
(3)
(4)
(3)式代表消费的短期平衡关系,(4)式则是一个长期的平均平衡关系,γ1、γ2、γ3分别是三次产业产品的消费和总消费的长期影响系数。长期的γi值必须和短期的相结合进行比较分析。γi越大,则说明i产业的消费增长越有利于带动经济的增长,短期表现为超过长期平均水平,则说明该产业消费正处在上升状态,大力发展有利于刺激未来经济;若相反,即使γi很大,但短期表现为持续的低于平均水平,则证明该产业对于经济拉动的后劲不强。为便于计算,(3)式和(4)式又可以分别表达为:
(5)
(6)
并将此定义为三次产业消费支出模型。
实证检验
由《中国城市统计年鉴》可以获得中国1996-2007年8大类消费的数据(见表1)。“食品”中消费品主要为第一产业产品,约10%(食品加工等)属于第二产业;“衣着”中每年除约有5%的衣着加工服务费等可以归为第三产业外,其余基本为第二产业;“家庭设备用品及服务”主要是第二产业,约8%(家庭服务等)可以归结为第三产业;“医疗保健”中医疗器材属于第二产业,但比重不足1%,予以忽略,“医疗保健”归为第三产业;“交通和通讯”、“教育文化娱乐服务”以及“杂项商品和服务”全部归为第三产业;居住隶属于第二产业,但租住、维修服务费等约20%归为第三产业。
由以上分类并计算,得到三次产业消费数据表(见表2)。对表2中的数据根据lnC=γ1lnCIN1+γ2lnCIN2+γ3lnCIN3进行回归。在EViews 5.1环境下,运行结果表明,lnC、lnCIN1、lnCIN2、lnCIN3均为2阶单整,满足进行协整检验的前提条件,协整结果显著,残差项满足零阶单整。
(16.37354)(8.827537)(18.79659)
R2=0.98D-W=0.732511
协整关系表明了变量之间存在长期均衡关系,因此引入误差修正项调整其为短期均衡。将残差项滞后一期作为误差修正项ecm进行OLS回归,得到短期均衡关系:
(lnC)t=0.390604(lnCIN1)t+
0.300498(lnCIN2)t+0.329591(lnCIN3)t-0.460987ecmt-1,其残差项为一阶单整,则模型无误。
三次产业的短期平衡系数如表3所示。
结论
从经济发展的整体趋势看来,第一产业对经济的影响能力逐渐降低,第二产业成为经济增长的重要支柱,而第三产业的发展速度和对GDP的贡献不断上升。三次产业与经济增长的关系必然影响到居民消费,居民消费结构的变化也会导致产业结构的进一步调整。
长期看来,20世纪末到21世纪初,对于农产品的消费一直是居民消费支出中的最主要部分,而工业产品和第三产业产品服务则相当。这和中国的国情相一致。作为世界上最大的发展中国家,人均收入水平长期处于中低收入国家水平,食品(其90%量作为第一产业消费支出量)消费是居民生活消费的最重要部分,这也和中国长期0.4左右的恩格尔系数相一致。2003年,中国人均GDP超过1000美元,之前为解决温饱问题为主的消费方式才开始转变,经济变化进入了最剧烈时期,居民收入的增加才整体上从第一产业产品转向第二、第三产业产品和服务。第二产业消费支出和第三产业消费支出的系数相当,第二产业工业产品的消费品弹性相对于第三产业产品服务而言要小得多,说明长期看来第二产业产品的消费量已经下降,对于第二产业的下一阶段需求将相对减少。
表3的数据表明,第一产业产品的消费系数从1998年开始低于0.41的长期均衡水平,并逐渐走低,至2007年已经降到了0.327,而对比第三产业,虽然其长期平均系数为0.31,但短期影响系数从1996年的0.25快速上升到2007年的0.40,增幅为58.67%,说明第三产业消费支出正处于上升状态,不仅从产业结构调整规律看需要增大第三产业投入,居民消费也表明随着经济发展和收入的增加,对医疗、交通通讯以及文化教育等的需求也会直线上升,大力发展第三产业从消费增长角度有利于刺激未来经济。第二产业是经济的重要支柱,但居民消费对工业品的需求存在一定的刚性,从第二产业和居民消费角度看,居民消费在第二产业产品的消费支出上比较平稳,随着经济增长逐渐小幅下降。
结论与建议
三次产业结构调整是发展中国家经济发展的必经之路,而实证研究发现,中国的三次产业产品消费结构的变化与产业结构调整之间有着十分密切的联系。文章结合前人的研究结果,指出消费结构,特别是城镇居民消费结构与产业结构的和谐程度越高,消费结构对产业结构的决定力量越大。
中国处在发展中阶段,经济快速稳定增长,消费结构正随着居民收入水平的上升而悄然发生变化,各种第三产业服务需求大量快速上升,其消费规模所占比例不断提高。对工业产品需求量增长相对较缓,但总量的上升使得其占比例小幅下滑。在市场的调节下,为满足广大消费者对二、三次产业商品服务的需求增长,要素流动就会倾向于二、三次产业,从而影响了产业结构的调整,使更多的要素向二、三次产业转移。
各级政府部门对工业产业一直以来都给予了极大的重视,中国各地工业化也大步向前,工业产品对市场需求有很强的反应能力。而医疗、交通、文化教育等第三产业发展速度相对较缓,基本上完全依靠市场的力量自我优胜劣汰,除了经济发展状况较好的一线城市外,大部分地区都无法满足城镇居民的需要。面对三次产业不断壮大的客观经济趋势,政府有必要争取相关财政政策,鼓励、刺激其更快发展。
另外,虽然数据分析结果表明,第一产业对经济的贡献已经逐渐降低,但农业作为保障民生的重要产业和社会稳定的重要战略储备,在加大第二、第三产业投入以保证经济快速健康发展的同时,保持农业稳定的比例依旧重要。
参考文献:
1.郭熙保.经济发展:理论与政策[M].中国社会科学出版社,2005
2.杨治.产业经济学导论[M].中国人民大学出版社,1985
3.付家荣.消费需求结构是我国产业结构调整的重要依据[J].湖北经济学院学报,2005,2(9)
4.阿瑟,刘易斯.二元经济论[M].北京经济学院出版社,1989
5.J. K. Whitaker. Neoclassical Economic Growth and the Consumption Function[J]. Oxford Economic Papers, New Series, Vol. 22, No. 3 (Nov., 1970), pp. 311-337
6.S. Pollard. Investment, Consumption and the Industrial Revolution[J]. The Economic History Review, New Series, Vol. 11, No. 2 (1958), pp. 215-226
7.刘伟.经济发展中的产业结构和消费结构[J].北京大学学报(哲学社会科学版),1991(6)
8.杨明媚.消费结构、产业结构与经济增长的VAR模型分析[J].统计与信息论坛,2009,24(4)
【关键词】消费结构;ELES模型;实证分析
一、我国居民消费结构变迁的趋势
改革开放以来,随着居民收入的不断增加,以及各项改革政策的实施,我国居民消费结构发生了巨大的变,如表1所示。
表1中的数据来自《中国统计年鉴》。由表1可以看出:1、整体上恩格尔系数呈递减趋势。1990年城镇居民为54.2%、农村居民为58.8%,2008年城镇居民降为37.9%、农村居民降为43.7%。这表明随着消费总量的上升,在消费内容上同时表现出消费结构的升级。2、在整体上递减的同时,农村居民的恩格尔系数显著高于城镇居民的水平,并且二者之间的差距一度出现扩大的趋势。如果只从恩格尔系数来看,改革开放以来,农村居民消费层次不仅滞后于城镇居民,而且这种滞后的时间有延长的趋势。3、家庭设备用品及服务的支出比重,城镇居民在2000年达到高点8.79%后逐步下降,农村居民则保持基本稳定,且在2008年出现上升势头;同时,城镇居民的住行消费一直保持上升趋势,这表明二者还处于不同的消费结构层次上可以说,城乡二元消费结构正是当前居民消费结构的典型特征。
二、基于ELES模型的城乡居民消费结构比较分析
选择2008年对城乡居民的消费结构状况分别利用ELES模型进行了分析。对城镇居民的估计采用的是2008年城镇居民不同收入组的可支配收入和各项支出数据,每一估计模型包含从最低收入户、低收入户到最高收入户共7个样本点。对农村居民的估计利用的是2008年各省、市、自治区农村居民纯收入和各项支出数据,每一估计模型包含各省、市、自治区共31个样本点。如表2所示,各估计系数下括号内为估计系数的t检验值。
表2中piri表示居民的基本需求,bi表示边际消费倾向。除了农村居民的几个piri估计值的t值不太显著,其他参数估计值都通过了统计检验。整体上,每次回归的R2都较大,F统计量也很显著,表明模型具有较好的拟合优度。
(1)城乡居民基本需求比较分析。居民基本需求支出表征的是在一定社会经济水平下,为保证劳动力再生产,居民对商品和劳务所需要的基本需要量的支付需求。一定程度上,基本需求更能反映一定时期居民的消费水平和结构层次。2008年城乡居民的基本需求在总量上差距明显。根据表2,可求出值,即2008年城乡居民的总基本需求分别为:4940.959、1037.667。据统计年鉴,2008年城乡居民的人均消费总支出分别为11242.85元、3661元,农村居民的总支出还远远低于城镇居民的基本需求支出。同时,农村居民基本需求支出中除了食品和居住外,其他各项支出都很不显著,这反映了在基本需求构成上的城乡差异。
(2)城乡居民边际消费倾向比较分析。整体看的消费倾向,农村高于城镇。根据表2,可分别求出值,即2008年城乡居民的消费倾向分别为:0.58、0.684。比较总的消费支出,农村远低城镇。这正是边际效用递减规律作用下收入水平差距导致消费水平差距的反映。
(3)城乡居民收入弹性比较分析。可分别计算出2008年城乡居民整体的收入弹性为:0.814、0.889;按支出分类的收入弹性计算结果如表3所示。整体上,城镇的收入弹性小于农村,所以收入变动对城镇居民消费的影响小于对农村居民消费的影响,但二者的差距不如城乡消费倾向之间的差距大,这主要是由于城镇居民的收入相对支出而言远高于农村居民所致。按支出看,城乡居民收入弹性较大的主要是家庭设备、交通通讯、文教娱乐等,这表明随着收入水平的提高城乡居民改善消费质量的愿望。但由于这些方面的支出目前所占的比重还不够大,而且家庭设备方面城镇居民的消费趋势已经是稳中趋降,这些因素的存在进一步减弱了收入变动对城镇居民消费的影响。
(4)城乡居民价格弹性比较分析。可分别计算出城乡居民各项消费支出的自价格弹性,如表4所示。城镇居民每一项支出的价格弹性都小于农村居民,表明城镇居民消费对价格变化不如农村居民敏感。而且,无论城镇还是农村,价格弹性都要小于收入弹性。
从上面的分析可以看出,目前城乡二元消费结构的基本特征:一是城乡居民消费处于不同的消费水平和结构层次,农村居民的消费结构滞后城镇居民的消费结构,而且这种滞后还有扩大的趋势;二是城乡居民消费对价格变动的反应小于对收入变动的反应,而城镇居民消费对收入变动的反应又不如农村,可以说,城镇居民消费逐步表现出一种对收入的“惰性”。
三、城乡二元消费结构的影响及对策建议
(一)城乡二元消费结构对居民消费和内部需求的影响。集中体现在两个方面:
一是导致总量上的消费不足。改革开放以来,在我国城乡居民消费额不断增长的同时,城镇居民消费额的比重上升很快,而农村居民消费额的比重则呈下降趋势,城乡居民消费格局由“农大城小”变成了“农小城大”。1978年时,农村居民消费占总消费的比重为62%,城镇居民消费占38%;目前,农村居民消费占总消费的比重为25.6%,城镇居民消费占74.4%。考虑到农村人口的巨大基数,无疑二元消费结构应该是我国内需不足的一个重要根源。
二是导致结构性的消费需求不足。正如前面已经分析指出的,一方面,城乡居民处在不同的消费层次上,城镇居民形成的消费潮流需要农村居民形成的消费潮流来承接和转移;一方面,城乡扩大的收入差距,农村居民的消费结构层次的演进越来越滞后于城镇居民,使得这种转移自身难以实现,从而出现企业生产能力大量闲置与广大农村市场难以启动并存的现象,其根源就在城乡消费结构的脱节;与此同时,城镇居民消费由于所谓“收入惰性”的存在本身结构升级困难,从而使经济增长面临结构性需求不足的制约。
(二)对策建议:一是努力缩小城乡居民收入差距。首先要消除引起城乡收入差距扩大的各种政策性因素,同时加快发展农村经济,提高农民的收入水平;二是要大力发展消费信贷,在农村要积极发展以社会担保为主的消费信贷,具体可采取正规金融与非正规金融的直接资金合作提供消费信贷、金融机构与龙头企业和合作社合作提供消费信贷、以融资租赁方式提供农机具消费信贷等形式;在城镇由政府为中低收入家庭提供担保积极发展住房抵押担保消费信贷,以及建立国家担保体系大力发展教育消费信贷。三是要加快推进城镇化步伐,通过消除二元经济结构来解决二元消费结构的问题。
参考文献
[1]苏衡彦,蒋春福.基于ELES模型的居民消费结构实证分析[J].湖南大学学报,2003(9).
[2]陈燕武.消费经济学――基于经济计量学视角[J].社会科学文献出版社,2008(10).
[3]臧旭恒,孙文祥.城乡居民消费结构:基于ELES模型和模型的比较分析[J].山东大学学报,2003(6).
[4]Liuch,C.and R.Williams.Consumer Demand Systems and Aggregate Consumption in the U.S.A.:An Application of the Extended Linear Expenditure System[J].Canadian Journal of Economics,1974.
关键词：城乡居民；收入消费；动态关系；
一 引言
我国的经济增长更多地依靠出口和投资。国内有效需求不足成为我国经济持续、快速、健康发展的最大障碍。特别是2008年金融危机爆发后，我国的出口拉动型经济增长遭受严重影响，政府希望通过扩大内需来维持经济的平稳增长，使我国的经济增长方式向消费拉动型转变。我国总需求不足的主要表现是最终消费率的下降，而最终消费率下降的原因又在于居民消费率下降，究其根本在于农村居民消费水平太低。而与较大的城乡居民消费水平差距相对应的则是城乡居民的收入差距，所以影响我国消费需求增长的主要原因应是二元经济结构下居民的收入水平与收入结构。对我国城乡居民消费与收入的动态关系进行全面深入的分析，正确把握城乡居民的消费与收入状况，不仅在理论分析中有重要的地位，而且对于制定合理的消费与收入政策，突破城乡二元经济结构，促进生产与消费的协调发展，进一步发挥消费对经济增长的推动作用，从而实现经济的持续、稳定和健康发展，有着重要的现实意义。
二 我国城乡居民收入与消费动态关系的实证分析
为全面具体地反映我国城乡居民收入消费的动态关系，分别从总量比较、结构比较、区域比较三方面对其进行考察。
（一）全国城乡居民收入与消费总量关系分析
1. 指标选取及数据说明
选取如下指标作为解释变量：（1）居民人均实际可支配收入(纯收入)Yt；（2）利率Rt，选用一年期的加权平均存款利率；（3）收入的不确定性Ut，由居民人均收入偏离其平均值的绝对值得到。被解释变量为居民人均实际消费性支出Ct。
选取1978-2010年数据（来自相应年份的《中国统计年鉴》），并以1978年为基期的CPI指数（1978=100）进行处理，消除通货膨胀因素的影响。
2. 城乡居民消费与收入的长期均衡关系分析
对各变量进行ADF单位根检验，经过二阶差分以后, 序列均达到平稳。可以进一步对其进行协整检验，研究变量间的长期均衡关系。
在实际情况中，城乡经济发展结构的变化、相关政策的影响都可能造成变量关系的变化，即存在结构突变点使得变量关系不稳定。因此运用递归最小二乘法和chow突变检验方法对模型平稳性和突变点进行检验，结果表明，在2002年出现了结构突变现象。引入虚拟变量Dt：
Dt1.........t=1978-20010.........t=2002-2010
利用最小二乘估计，得回归方程：
Ct=0.8403+0.6979Yt-0.0234Rt-0.0510Ut+0.0055Dt(1)
（6.9484）（69.4684）（-1.0323）（-3.6938）（0.3290）
R2=0.9981 F=3602.4680 DW=2.0150
残差项在5%的显著性水平下平稳，说明在考虑结构突变的情况下，Ct、Yt、Rt、Ut之间存在协整关系。
同样在考虑结构突变的情况下，研究农村居民消费与收入的长期均衡关系。在2001、2005年，出现结构突变，引入虚拟变量D1t、D2t：
D1t1.........t=1978-20000.........其他
D2t1.........t=2001-20040.........其他
利用最小二乘估计，得到存在结构突变情况下的回归方程：
Ct=1.2528+0.3687Yt-0.0181Rt-0.0594Ut-0.8028D1t-0.5226D2t(2)
（6.7715）（5.8668）（-0.9866）（-0.6831）（-5.5100）（-4.4288）
R2=0.9431 F=86.2202 DW=1.9941
残差项在1%的显著性水平下平稳，在考虑结构突变的情况下，Ct、Yt、Rt、Ut之间存在协整关系。
比较而言，城乡居民消费与收入的长期均衡关系存在着如下不同之处：
第一，结构突变发生在不同年份，即城镇居民长期均衡关系的突变点为2002年，2001年和2005年为农村居民长期均衡关系的突变点；
第二，城乡居民的边际消费倾向不同，农村居民低于城镇居民。这主要是由于在我国，农村居民对未来面临医疗、教育、养老等多重不确定性，从而使得其预防性储蓄动机增强，即期消费受到抑制。
3. 城乡居民消费与收入的短期均衡关系分析
突变检验结果表明，在2002年城镇居民收入消费短期均衡模型出现结构突变，故引入虚拟变量Dt：
Dt1.........t=1978-20010.........t=2002-2010
拟合误差修正模型即短期均衡模型为：
Ct=0.6412Yt-0.1140Rt+0.0077Ut+0.0204Dt-0.9800ecmt-1(3)
（12.5625）（-4.7225）（0.1499）（1.9907）（5.0463）
R2=0.9101 F=64.8593 DW=2.0891
对结构突变下农村居民短期均衡进行分析，引入虚拟变量D1t、D2t：
D1t1.........t=1978-20000.........其他
D2t1.........t=2001-20040.........其他
拟合误差修正模型即短期均衡模型为：
Ct=0.0945+0.5359Yt-0.0160Rt-0.1040Ut-0.0916D1t-0.0313D2t-0.5932ecmt-1(4)
(1.3507) (5.2811) (-0.7261) (-0.6400) (-1.1950) (-0.3415) (-2.2626)
R2=0.6405 F=7.1254 DW=1.8085
经对比分析，城乡居民收入消费短期均衡关系中存在以下不同之处：
第一，收入的短期波动对于城镇居民的影响程度稍大于农村居民。即在短期均衡中，城镇居民消费的变动比农村居民更大程度地依赖于收入的变动。
第二，在短期均衡中，利率的短期波动对于城乡居民的消费变动有负向影响，即表现出一定的替代效应，但城镇居民受其影响在统计上显著。
第三，相比较而言，城镇居民收入消费短期均衡关系中的调整项为0.9800，农村居民仅为0.5932，城镇居民偏离长期均衡状态的短期调整力度强于农村居民。
（二）全国城乡居民消费结构与收入的关系研究
1. 理论模型介绍
本文利用修正后的ELES模型，推出研究所需要的边际消费倾向计算式为：
（5）
第t年全部消费者对第k项消费品的边际消费倾向为：
（6）
第i组消费者对第k种消费品T年平均的需求收入弹性为：
（7）
类似地，第t年全部消费者对第k项消费品的需求收入弹性为：
（8）
其中，Qj为j商品的实际需求量，Pj表示j商品的价格，I为收入， 表示第i组消费者对第k种消费品的T年平均边际消费倾向，V表示消费者的总支出， 是经过价格调整后相应支出在T年中的平均值。
2. 指标及数据说明
选取2006-2010年数据（来自相应年份的《中国统计年鉴》），以2006年为基期的CPI指数（2006=100）对数据进行调整。
3．城镇居民面板数据的ELES实证分析
分别利用（5）、（6）、（7）、（8）式进行回归，得到结论为：城镇居民基本需求从大到小依次为食品、居住、衣着、教育文化娱乐服务、医疗保健、交通和通讯、杂项商品及服务，其中食品支出所占比重最大，为51.35%；低收入城镇居民的边际消费倾向大致呈上升趋势，中低收入、中等收入城镇居民的边际消费倾向在0.7的水平上波动，中高收入、高收入阶层的边际消费倾向呈递减趋势，这是引起城镇居民整体边际消费倾向递减的主要因素；八类消费品中，交通和通讯、教育文化娱乐服务边际消费倾向整体呈递增趋势，食品、衣着、居住、医疗保健边际消费倾向整体呈递减趋势，而家庭设备和杂项商品及服务的边际消费倾向基本上是稳定的；在城镇居民的八个消费项目中，各收入阶层平均收入弹性较小的食品、衣着、居住和医疗保健，分别为0.853、0.955、0.751、0.957，四种消费项目表现为较大的刚性，需求量不会随收入的增加而显著增加；
4.农村居民面板数据的ELES实证分析
分别利用（5）、（6）、（7）、（8）式对农村居民相关数据进行回归，分析农村居民收入消费结构情况。得到结论如下：农村居民基本需求从大到小依此为食品、居住、交通和通讯、教育文化娱乐服务、医疗保健、衣着、家庭设备、杂项商品及服务，其中食品所占比重为各消费品之首；中等收入、中高收入和高收入阶层的边际消费倾向大致呈上升趋势，要刺激农村居民的消费，关键在于挖掘这三个阶层的消费潜力；八类消费品中，居住、家庭设备、交通和通讯及杂项商品是收入越高的家庭边际消费倾向越高，食品的边际消费倾向整体呈递减趋势，其余三类消费品的边际消费倾向呈现波动态势；在农村居民的八个消费项目中，弹性较小的有食品，这是由于生活必需品具有较大的需求刚性；衣着、居住、交通通讯、家庭设备、教育文化娱乐服务的需求收入弹性处于中间水平；医疗保健、杂项商品及服务的弹性较大，说明当收入增加时消费者会较大地提高这类消费项目的消费。
5.城乡居民动态消费结构的对比
通过对比，城乡居民动态消费结构的异同主要表现在以下几个方面：
（1）城乡居民在基本消费需求量的变化上表现一致。但是城镇居民更加注重享受型消费，在交通和通讯以及杂项商品和服务两项上，农村居民较城镇居民更大；
（2）城镇居民整体边际消费倾向呈平稳下降趋势，而农村居民整体边际消费倾向实际是上升的；
（3）除低收入阶层外，农村居民各收入阶层边际消费倾向都是随着收入的增加而增加的，而城镇居民情况相反；
（4）农村居民边际消费倾向最高的支出项为居住、医疗保健，而城镇居民边际消费倾向最高的支出项为交通通讯和杂项商品及服务；
（5）在八个消费项目中，城乡居民弹性较小的消费项都为食品、衣着；城镇居民在交通和通讯、家庭设备和杂项商品及服务项目上的需求收入弹性较大。
（三）区域城乡居民收入消费关系比较研究
1．数据及变量
建立消费收入关系模型：
Cit=αi+Yit βi+μit（9）
Cit表示第t时期第i地区城镇或农村居民的人均消费支出， Yit 表示城镇居民人均可支配收入或农村地区人均纯收入。
因、台湾、香港、澳门数据缺失和统计口径不一致而未包含在研究范围，本文选取我国30个省市自治区为样本，并考虑到1997年重庆从四川分出成为独立的直辖市，为保持研究样本的一致及数据的纵向可比性，时间区间定为1997-2009年。数据主要来源于1998-2010年《中国统计年鉴》及各省统计年鉴，个别缺失数据使用线性插值法做了补充。所有数据以1997年各地的有关价格指数为基期（1997=100）进行平减。
2．参数估计及结果
首先根据国家统计局资料将我国30个省、市、自治区、直辖市分为东、中、西三大区域，其中东部地区包括北京、天津、上海、辽宁、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东、广西、海南12省；中部地区包括湖南、湖北、河南、山西、安徽、江西、黑龙江、吉林、内蒙古9省；西部地区包括陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、四川、贵州、云南、重庆9省。
利用hausman检验方法来识别收入消费关系模型的形式，各区域的城镇地区和西部农村地区采用固定效应模型，东部、中部的农村地区采用随机效应模型。利用FGLS方法对各区域城乡居民收入消费关系进行估计，如表1所示：
东、中和西部的城镇居民边际消费倾向都高于农村居民边际消费倾向。从地区对比的结果来看，城镇居民边际消费倾向从小到大依次是中、东、西部，其中中部与东部差别不是很大；农村居民边际消费倾向及其差别从小到大依次是西、东、中部。
三 结论及政策建议
本文对我国城乡居民收入消费的动态关系进行考察，得到如下结论：
从总量上来看，1978-2008年间全国城乡收入比总趋势扩大且农村居民收入两极分化更为严重。长期来看，城镇居民边际消费倾向略高于农村居民；利率对于城乡居民消费的影响不存在显著影响，主要表现为替代效应；收入不确定性对于城乡居民消费基本相同。短期来看，收入的短期波动对于城镇居民消费短期波动的影响程度稍大于农村；利率的短期波动表现出替代效应。
从结构上来看，农村居民边际消费倾向最高的支出项为居住、医疗保健，而城镇居民边际消费倾向最高的支出项为交通通讯和杂项商品及服务；城乡居民弹性较小的消费项都为食品、衣着；城镇居民在交通和通讯、家庭设备和杂项商品及服务项目上的需求收入弹性较大。
从区域上来看，西部地区城乡收入比远远高于中部和东部，东部地区城乡收入比最低，城乡消费比从低到高依此为东、中部、部。城镇居民边际消费倾向从小到大依次是中、东、西部，其中中部与东部差别不是很大；农村居民边际消费倾向从小到大依次是西、东、中部；从农村与城镇居民边际消费倾向的差别来看，从小到大依次为西、东、中部。
根据上述结论，我们应从以下五方面入手，以扩大我国有效内需，减少城乡差距，促进城乡和谐发展：提高农村居民的绝对收入，扩大居民消费需求；稳健推进消费信贷，提高消费支付能力；挖掘消费潜力，培育消费热点；减少居民收入的不确定性，树立消费信心；扩大对西部地区的转移支付力度，缩小区域城乡差距。
参考文献：
[1] 张艳华, 李秉龙. 中国城乡居民收入差距与消费需求的定量研究[J]. 农村经济, 2004(7): 4~7.
[2] 苏良军, 何一峰, 金赛男. 中国城乡居民消费与收入关系的面板数据协整研究[J]. 2006(5): 65~72.
[3] 林江鹏, 刘旺霞, 黄永明. 我国城乡居民收入与消费支出关系的实证研究[J]. 经济问题探索, 2007(4): 116~122.
关键词：政府消费；民生性财政支出；平均消费倾向；挤入效应
中图分类号：F812.4 文献标识码：A 文章编号：1002-0594（2013）09-0036-11
众所周知，对于绝大部分国家而言，居民消费支出始终是国民经济中占比最大的支出项，同时也是最稳定的支出因素。近10多年来，欧盟成员国的居民消费率总体上比较平稳，但自2009年欧洲债务危机爆发以来，债务危机发生国的财政政策正逐步从宽松的财政政策转换为紧缩的财政政策，紧缩的财政政策从长期来看将通过逐步缓解债务危机来促进经济结构调整，但短期内可能影响居民消费储蓄行为，进而对宏观经济产生负向冲击。关于采用跨国数据对居民消费行为研究的国内外文献主要可以分为以下几类：（1）基于收入增长与经济发展阶段视角（比如Carroll与Weil，1994；Modigliani与Cao，2004；He和Cao，2007）；（2）基于人口年龄结构与性别结构视角（比如Loayza、Hebbel与Serven，2009；Modigliani与Cao，2004；Wei与zhang，2009）；（3）基于收入分配视角（比如Schmidt-Hebbel与serv6n，2000；Jin、Li与Wu，2010）；（4）基于不确定性与预防性储蓄动机视角（比如Summers、CalTOU和B1inder，1987；Supan，2002）；（5）基于文化差异视角（比如Carroll等，1999；Wisman，2008；叶德珠、连玉君、黄有光等，2012）：（6）基于金融发展与金融深化视角（比如Jappelli和Pagno，1994）。现有文献已经从多个方面对居民消费率与消费储蓄行为的国别差异进行了研究，由于民生性财政支出与居民的消费支出紧密相关，民生性财政支出的压缩可能增强居民的预防性储蓄动机，从而导致居民平均消费倾向的下降。本文拟从财政支出的角度出发研究政府消费与民生性财政支出对欧盟居民平均消费倾向的影响效应，并结合欧盟国家的现实情况提出相应的政策建议。
一、相关文献回顾
（一）财政支出影响居民消费的相关文献回顾
从财政政策角度进行居民消费储蓄行为研究的文献最早可追溯到李嘉图等价定理。因为李嘉图等价定理是对凯恩斯主义扩张性财政政策的一种否定，政府无论用债券还是税收筹资，其效果都相同或者等价，因为居民预期政府会在未来通过提高税收而补偿当期支付的债券利息，因此消费者会缩减当期的支出来应对未来的税收。Kormendi（1983）基于持久收入假说并利用美国1929～1976年的数据进行了实证检验，结论表明在政府财政预算平衡的前提下，财政支出对社会总需求影响不显著，税收并不对居民消费起作用。但Modigliani和Sterling（1986）认为Kormendi（1983）的研究存在如下问题：方程设定偏差、数据处理误差以及未遵循生命周期假说。纠正这三个问题后的实证检验结果否定了李嘉图等价定理，因为结果显示税收显著降低居民消费，但是财政支出显著促进居民消费，且这两种影响并没有相互抵消。另外有部分文献使用跨国面板数据进行了实证检验，比如Evans（1993）在Blanchard（1985）世代交叠模型基础上使用了19个国家1960～1988年的数据对李嘉图等价定理进行了检验，通过对居民消费是否受到政府税收以及债务影响来判断李嘉图等价定理的成立与否，分国别进行的时间序列回归结果表明只有小部分国家与李嘉图等价定理相悖，但利用跨国的面板数据进行实证估计的结果却显著拒绝李嘉图等价。H0（2001）对24个OECD国家从1981-1997年的数据进行了实证检验，结果表明政府在以增加税收和发行债券的前提下增加财政支出，则会导致居民减少消费以应付当前和未来更高的税收。
鉴于李嘉图等价定理成立的前提条件比较严格，并且模型设定偏差可能将导致不同的结果，因此大部分文献用财政支出是否显著影响居民消费来判断李嘉图等价是否成立，由此又产生了三种不同的结论：一是财政支出对居民消费显著存在挤出效应。比如Aschauer（1985）在跨期最优模型的框架下对美国1948年第一季度到1981年第四季度的时间序列数据进行了研究，回归结果显示政府支出与居民消费存在显著的替代关系；Ahmed（1986）使用跨期替代模型研究了英国财政支出对居民消费的影响，也认为政府的临时性支出和持久性支出均会对经济产生较大影响，最终结果则是导致了对居民消费的挤出效应。二是财政支出对居民消费显著存在挤入效应。比如Ihori（1990）认为财政支出的效应应该取决于居民的预期，其在Djajic（1987）的财政支出动态模型中加入居民预期，模型结论表明如果政府永久性增加支出被完全预期，那么居民消费就会上升，但是这种影响效果取决于政府支出的初始状态相对于最优水平的位置；Karraas（1994）曾使用30个国家1950-1987年的数据，通过构造消费函数模型使用两阶段最小二乘法进行实证，研究结果表明对大部分国家来说政府财政支出与居民消费之间存在互补关系。三是政府支出对消费的影响两种效应同时存在。Amano和Wirjanto（1997）构造了两时期持久收入模型，在理论上分析了政府支出的影响存在私人消费的跨期替代与期内替代的情形，并使用了美国1953第一季度到1994第四季度的时间序列进行了实证检验，结果显示当私人消费的跨期替代弹性大于两者的期内替代弹性，政府与私人消费成互补关系：而当跨期替代弹性小于（或等于）期内替代弹性，两者成替代（或无）关系。随后Ho（2001a）结合马尔科夫体制转换模型对台湾1960年到2000年的数据分析显示，在1980年以前政府支出对居民消费由挤入效应主导；但在1980年后则刚好相反，由挤出效应变为了主导。对于这样几种不同的实证结果，选取数据的样本国家或地区不同会产生一部分偏差，但Douglas和Mankiw（1998）认为主要在于实证模型设定存在差异，不同的理论模型所对应的假设前提也不一样，这样在变量的选取与处理上又会生产不同，又或者在回归中某些解释变量之间存在着高度相关性等使得结果不一致。
（二）关于欧洲国家财政支出影响居民消费的相关文献回顾
对于欧洲国家财政支出对居民消费储蓄影响的研究较多，也存在两种不同的实证结果，如Alessandro（2010）对意大利20个地区1980～2003年间数据进行的实证检验结果表明，政府支出显著促进居民消费，但是与政府财政支出的增加速度成反比；另一种观点则是财政支出提高了居民储蓄率从而降低了消费，如Ho（2001b）使用欧洲国家1981-1997年的数据进行DOLS（Dynamic Ordinary Least Squares）分析时发现财政支出挤出了消费；另外Castro（2003）对西班牙1980年第一季度到2001年第二季度的时间序列数据进行VAR分析说明，政府的财政支出虽然在短期内能提高消费，但是在中期和长期则会提高储蓄降低消费。
另外还有一些研究通过对财政支出的分解项来对居民消费储蓄行为进行研究，而这些分项主要集中在养老金支出方面。如Bosworth和Burtles（2003）对欧洲国家实行量入为出（Pay as You Go）养老金政策的国家进行过研究，时间跨度为1970～2000年，固定效应回归结果表明政府养老金支出越多则居民储蓄率越低，且政府公共储蓄率越高也会使得居民储蓄率升高；Attanasio和Rohwedder（2001）则对英国的养老金制度与居民储蓄率关系进行了研究，数据采用了1974～1987年的家庭支出调查数据（FES），最终结果显示英国在1975与1981年的改革中短时间地调低公共养老金使得居民储蓄率迅速上升，表明公共养老金与居民消费存在显著的正相关关系。
以往的研究大多集中在财政支出的有效性、财政支出的挤出或挤入效应这两方面，虽然也有从民生性财政支出分解后的教育、医疗以及社会保障分别进行的研究，但较少在同一样本中同时考虑这三方面的对比性研究。本文准备使用1996～2009年的跨国面板数据，对欧盟国家的财政支出结构与居民平均消费倾向的关系进行实证探究。由于选取的样本时间段正值欧洲债务危机发生前夕，更能对其影响效应做出更合适的估计，同时以往的研究大多使用了时间序列或是横截面数据，使用面板数据更能控制未观察到的个体或时间偏差，以避免设定误差，改善估计效率方面更有优势。
二、计量模型设定、变量选择与描述性统计
（一）计量模型设定
本文的计量模型将居民的平均消费倾向（居民人均消费占居民人均可支配收入之比）作为因变量，自变量的选择按照理论关联性和数据可得性原则进行，计量模型设定如下：
APCit=β0+α*fiscalit+Xit*δ+ηi+νt+εit（1）
其中APC为居民平均消费倾向，i、t分别代表国家（或地区）以及时期，fiscal为主要关注的财政支出变量，X为影响消费的其他控制变量（包括收入变量、人口结构变量、金融政策变量与经济结构变量等等），ε为残差项，η代表不随时间变化的不可观测的国家（或地区）个体效应，ν代表年度效应。
（二）数据来源、变量选择与统计性描述
本文所采用的面板数据主要来源于世界银行发展数据库、国际货币基金组织的政府财政统计（GFS）数据库以及OECD统计数据库，在数据可得性的基础上，同时考虑到平衡面板数据的要求，我们选择了9个欧洲国家1996-2009年间的面板数据。
方程（1）中的被解释变量为居民平均消费倾向，我们重点关注的解释变量fiscal分别为教育支出、医疗卫生支出与社会保障支出占GDP之比，我们将主要关注这三个变量对居民储蓄率的影响情况。其他控制变量X代表如下几个方面：（1）收入变量，包括人均GDP、人均GDP平方以及人均GDP增长率。根据杨天宇、朱诗娥（2007）对边际消费倾向与收入水平之间的关系的理论推理，边际消费倾向与收入水平可能存在U型和倒U型特征，我们加入人均GDP及其平方项；根据Modigliani与Cao（2004）的理论模型，收入增长率与居民储蓄倾向之间呈现正相关关系，因此引入人均GDP的增长率，人均GDP增长率的系数预期为负。（2）人口结构变量，包括少儿抚养比与老人抚养比、城市化率。根据生命周期假说，少儿抚养比及老年抚养比越高，居民平均消费倾向越高，因此它们的系数均预期为正；城市化率代表人口密集程度以及城市发达程度，但基于流动性约束的原因系数可能为负也可能为正。（3）产业结构变量，本文拟采用第二产业增加值占GDP之比。许多发展中国家的产业结构并不合理，根据万广华（2008）的研究，将产业结构引入不平等分解式函数，认为产业结构变化也能引起收入的不均等，而收入的不平等很容易引起消费失衡，因此加入产业结构变量的预期系数为负。（4）不确定性变量，本文拟采用通货膨胀作为宏观不确定性的替代变量，根据预防性储蓄理论。不确定性将降低居民的消费倾向，因此通货膨胀率的系数符号预期为负。（5）金融政策变量，本文采用实际利率作为对现期消费的机会成本，因为现期消费就意味着未来消费的利息损失，而这取决于消费者的选择偏好。（6）经济结构变量，本文拟采用政府消费率、净出口占GDP之比，基于Karras（1994）以及Ho（2001a，2001b）等研究，政府消费率的系数不确定，净出口占GDP之比的系数预
三、实证检验结果及其解释
（一）基准回归：面板数据模型的回归结果及其解释
首先本文对方程（1）进行没有添加国家虚拟变量和年度虚拟变量的混合OLS回归（即将多期的横截面进行混合），结果报告于表2的第1列；然后在控制年度效应基础上进行了混合OLS回归，结果报告于表2的第2列，并且报告了年度效应的联合显著性检验，结果表明年度效应联合显著。表2第3列是随机效应的估计值，且报告了年度效应的联合显著性的p值和个体效应的联合显著性检验的p值，结果验证了年度效应的联合显著性以及个体效应的联合显著性。第4列是固定效应的估计值，我们报告了年度效应的联合显著性的p值和个体效应的联合显著性检验的p值，以及豪斯曼（hausman）检验结果的p值，结果显示年度效应和个体效应都是联合显著的，且豪斯曼检验结果（p=0.000）强烈表明应该采取固定效应模型来进行估计，即不可观测的国家固定效应与可观测的解释变量之间存在显著的相关性。由于伍德里奇（2003）指出，如果不可观测的国家固定效应与可观测的解释变量是相关的，那么混合OLS估计就是有偏误且不一致，同时面板数据模型可以控制个体或国家之间的异质性（巴尔塔基，2010），因此本文进行结论解释时候所指的估计量是固定效应估计值，混合回归和随机效应估计值仅仅作为参照系。
从表2固定效应的估计结果来看中可以看出，控制变量中收入的两个变量人均实际GDP及其平方项的系数分别为正和负，也就是说居民平均消费倾向与收入水平之间存在倒U型关系，最低收入与最高收入人群之间的居民平均消费倾向较小，只有中等收入的人群平均消费倾向最高。人均GDP增长率的系数虽然为负但不显著。人口结构变量少儿抚养比和老年抚养比的系数都为负，但只有老年抚养比系数显著与生命周期理论不符，可能是由于养老成本的提高使得居民需要进行提前储蓄。城市化率系数为正但不显著，可能与城市聚集生活成本提高与流动性约束有关。作为不确定性变量的通货膨胀率的系数为负鞍钢显著，说明居民为应对未来存在的支出与消费不确定性而进行储蓄。利率的系数为负，说明居民更加偏向于未来消费从而缩减现期消费。经济结构变量中工业增加值占GDP比重、净出口占GDP之比的系数均不显著，但政府消费明显挤出了居民消费。
（二）添加财政支出结构变量的OLS回归与固定效应回归结果
表3中分别加入了教育支出、医疗支出、社会保障支出占GDP之比三个变量，基于上一节中的回归结果和说明，我们选取随机效应作为对比，还是关注固定效应的回归结果。从结果上来看其他控制变量的系数变化不大，因此回归方程是较稳健的。我们主要关注的财量中，教育支出占GDP之比的系数并不显著，可能的原因在于，在发达国家中居民的教育支出并不像发展中国家那样占总支出较大的比例，且发达国家的居民更倾向于进入师资力量等条件更好的私立学校就读，因此政府在非公立学校上的支出较小且作用有限。在包含医疗支出占比的第3、4列中我们去除了时间效应，因为联合显著性检验并未通过，医疗卫生支出的系数为正且显著，说明医疗卫生支出对居民消费是存在促进作用的。虽然欧洲国家在医疗上的支出比重比教育支出比重高出不多，但医疗体系的发达还是让居民降低了在这一方面的储蓄。最后是社会保障支出占GDP比重变量，对居民人均消费倾向的作用也为正，根据Page（1998）的统计，社会保障支出对居民消费的影响可归纳为以下5种理论：退休性储蓄与生命周期理论、预防性储蓄动机理论、遗赠储蓄动机、拇指规则以及消费者短视理论，但是健全的社会保障体制有利于居民形成良好的未来预期与消费习惯，因而能有效地促进居民消费。另外从表中我们可以看出未来实际收入不确定性的变量通货膨胀的系数始终为负且显著，再结合财量对居民平均消费倾向的正效应，居民的心理预期中应该是存在预防性储蓄动机的。健全的医疗体系本身就能显著地降低居民的不确定性支出，而社会养老金更是居民退休后生活资金的主要来源，因此医疗支出以及社会保障支出实际上降低了居民的预防性储蓄。
四、结论及政策含义
本文利用1996-2009年9个欧盟国家的跨国面板数据，在考察居民平均消费倾向基本影响因素的基础上重点研究了政府消费与财政支出中教育、医疗卫生以及社会保障支出对居民消费行为的影响效应，主要得到以下结论：
第一，在欧盟国家财政消费对居民消费存在显著的挤出效应，财政消费率的提高显著降低居民的平均消费倾向；
第二，医疗支出以及社会保障支出对居民消费倾向存在显著的正效应，每增加1个百分点会分别提高人均消费倾向0.31和1.00个百分点。我们发现教育支出占财政支出比重的系数为负且不显著。
消费作为一国经济增长中最稳定的一个方面，国家进行宏观调控时必须考虑各种政策对居民消费的影响，欧盟中一些国家长期以来一直在实行扩张性的财政政策，对居民消费结构实际上产生了一定的影响，而近两年欧债危机之后，部分国家陆续宣布开始实行紧缩性的财政政策，这一方面有利于财政收支的平衡，但另一方面政策制定者们也需要考虑到财政支出中民生性财政支出部分的调整对居民消费行为的影响。从文中我们可以看到医疗以及社会保障支出对居民消费是存在促进作用的，那么在实施紧缩性财政政策时如何调整民生性财政支出的结构，或如何对社会保障机制进行调整非常关键，因为保持居民消费的稳定增长是经济恢复平稳增长的必要条件。
（易行健电子邮箱：）
参考文献：
巴蒂·H.巴尔塔基.2010.面板数据经济计量分析[M].白仲林译.北京：机械工业出版社.
万广华.2008.不平等的度量与分解[J].经济学季刊（2）.
伍德里奇.2003.计量经济学导论：现代观点[M].费剑平、林相森译.北京：中国人民大学出版社.
杨天宇.朱诗娥.2007.我国居民收入水平与边际消费倾向之间倒O型关系研究[J].中国人民大学学报（3）.
叶德珠，连玉君，黄有光，李东辉.2012.消费文化、认知偏差与消费行为偏差[J].经济研究（2）.
Ammano R.A.，and Wirjanto T.S.，1997，Intratemporal Substitution and Government Spending[J]，Review of Economics and Statistics，Vol.79，No.4，pp.605-619.
Attanasio O.and Rohwedder S.，2001，Pension Wealth and Household Saving：Evidenee from Pension Reforms in the United Kingdom[J]，IFS Working Papers，W01/21.
Alessandro.A，2010，How Can Government Spending Affect Private Consumption？A Panel cointegration Approach[J]，European Journal of Economies，Finance and Administrative Sciences，Issue 18（2010）.
购物车(0)